Chocs de change, dynamique des prix et conduite de la
politique monétaire. Le cas de la Tunisie dans le cadre
de l’Accord d’Agadir
Lilia Ben Sliman
To cite this version:
Lilia Ben Sliman. Chocs de change, dynamique des prix et conduite de la politique monétaire. Le
cas de la Tunisie dans le cadre de l’Accord d’Agadir. Economies et finances. Université Panthéon-
Sorbonne - Paris I, 2008. Français. NNT : . tel-00354275
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UNIVERSITÉ PARIS I PANTHÉON-SORBONNE
Maison des Sciences Économiques
UFR de Sciences Économiques
THÈSE
Pour l’obtention du grade de Docteur de l’Université de Paris 1
Panthéon-Sorbonne
Discipline : Sciences Économiques
Présentée et soutenue publiquement par :
Lilia BEN SLIMAN
Le 24 juin 2008
Chocs de change, dynamique des prix et conduite de la politique
monétaire
Le cas de la Tunisie dans le cadre de l’Accord d’Agadir
Directeur de recherche :
M. Christian BORDES
Professeur à l’Université de Paris 1
Membres du jury :
M. Christian DE BOISSIEU Professeur à l’Université de Paris 1
M. Christophe TAVÉRA
M. Abderrazak ZOUARI
Président
Professeur à l’Université de Rennes 1
Rapporteur
Professeur à l’IHEC de Carthage Tunisie Rapporteur
L’Université de Paris 1 n’entend donner aucune approbation ni improbation aux opinions
émises dans cette thèse. Ces opinions doivent être considérées comme propres à leur
auteur.
1
REMERCIEMENTS
J’exprime ma profonde gratitude à mon directeur, le Professeur Christian BORDES, pour
l’aide précieuse qu’il m’a apportée, pour ses encouragements et pour sa patience.
J’adresse aussi mes sincères remerciements aux Professeurs
Christian DE BOISSIEU, qui m’a fait l’honneur d’accepter la présidence du jury.
Christophe TAVÉRA, pour son aide déterminante notamment sur le plan économétrique.
Abderrazak ZOUARI, pour m’avoir éclairée par ses conseils et pour avoir pris la peine de
se déplacer de Tunis pour assister à la soutenance.
Ce travail de longue haleine a été soutenu par toute ma famille. En particulier, toute ma
gratitude et mes remerciements vont vers mes parents.
Mon cher père, Youssef BEN SLIMAN, pour son soutien inconditionnel et pour avoir
partagé ce rêve avec moi.
Ma chère mère, Safia KOMIHA BEN SLIMAN, pour m’avoir aidé à élever mon fils afin
que je sois en mesure de me consacrer à ma thèse.
Pour mes parents, j’espère que cette réalisation sera à la hauteur des espérances qu’ils ont
placées en moi.
Mon cher époux, Lotfi LENDA, pour avoir cru en moi et pour ses sacrifices.
Mon adorable fils, Sélim LENDA, pour sa présence.
Mon frère, Ghazi BEN SLIMAN, pour ses conseils attentionnés.
D’autres personnes m’ont encouragé à persévérer et à finir ce travail. Je citerais Monsieur
le Maire du premier arrondissement de Paris, Monsieur Jean-François LEGARET, et tous
mes nombreux amis.
Merci à tous pour votre soutien
Sans vous ce travail n’aurait pas vu le jour.
2
Chocs de change, dynamique des prix et conduite de la politique
monétaire
Le cas de la Tunisie dans le cadre de l’Accord d’Agadir
Cette thèse traite de la relation entre le taux de change nominal et les prix dans le cadre de
la conduite de la politique monétaire au sein des pays membres de l’Accord d’Agadir. Cette
question est abordée sous différentes approches empiriques. La première consiste à étudier
la contribution du taux de change nominal dans l’ajustement macroéconomique des effets
des chocs sur la base du critère de la persistance de l’inflation avancé par Gerlach et
Gerlach-Kristen (2006). La deuxième est fondée sur l’étude du «Pass-through» des
mouvements du taux de change nominal aux prix des biens échangeables et non
échangeables dans le but de déterminer le rôle du taux de change nominal en tant qu’outil
d’absorption des effets inflationnistes des chocs. Cette approche suit le courant de pensée
d’Edwards (2006). La troisième approche repose sur notre étude empirique moyennant
l’estimation des modèles SVAR (auto-régressifs vectoriels structurels) contraints. Notre
approche empirique permet non seulement de se prononcer sur la capacité du taux de
change nominal d’agir en tant qu’instrument d’amortissement des effets des chocs sur les
différentes variables de la politique monétaire, mais aussi d’évaluer la sensibilité de ces
variables aux différents chocs structurels. Les différents outils d’absorption des effets des
chocs sont également identifiés. Dans tous les cas, nous aboutissons à la même conclusion :
en Tunisie, le taux change nominal ne joue pas le rôle d’un instrument d’absorption des
effets des chocs, notamment sur les prix. En revanche, en Jordanie, le taux de change
nominal est un outil d’ajustement des effets inflationnistes des chocs.
Mots clés : Pass-through; absorption des effets des chocs; chocs de change; politique
monétaire; Accord d’Agadir, Tunisie; Jordanie; modèle SVECM.
3
Exchange Rate Shocks, Price Dynamic and Monetary Policy Conduct
The Case of Tunisia within Agadir Agreement
This paper deals with the relationship between the nominal exchange rate and prices within
the conduct of monetary policy in the Agadir Agreement countries. Different empirical
approaches are explored in this issue. First, the contribution of the nominal exchange rate in
macroeconomic adjustment of shock effects is investigated based on inflation persistence
criteria proposed by Gerlach and Gerlach-Kristen (2006). Second, the study of nominal
exchange rate Pass-through to prices of tradable and non tradable goods aims at
determining the effectiveness of nominal exchange rate as absorber of inflationary
pressures generated by shocks. This approach follows that of Edwards (2006). Third, our
empirical study is constructed on constrained SVAR (Structural Vector autoregression)
models. Our empirical approach allows not only to analyze the usefulness of the nominal
exchange rate as absorber of shock effects on different monetary policy variables, but also
to investigate the vulnerability of these variables to structural shocks. The different shock
adjustment tools are also discussed. In all cases, our conclusion is maintained: the nominal
exchange rate does not play the role of a shock absorber in Tunisia, while in Jordan, the
nominal exchange rate is an effective adjustment instrument of shock effects.
Keywords : Pass-through; shock absorber; exchange rate shocks; monetary policy; Agadir
Agreement; Tunisia; Jordan; SVECM model.
4
TABLE DES MATIÈRES
Introduction..........................................................................................................................10
Première partie : Le choix d’un régime monétaire et de change; et dynamique de
l’inflation : une analyse comparative des économies du groupe d’Agadir .......................15
CHAPITRE I : LE CHOIX D’UN RÉGIME MONÉTAIRE ............................................15
1. Revue de la littérature ......................................................................................................15
1.1. Théorie du triangle d’incompatibilité............................................................................. 15
1.2. Typologie des régimes de politique monétaire ............................................................... 19
1.2.1. Régime de politique monétaire non autonome ..................................................................... 21
1.2.2. Régime d’ancrage monétaire................................................................................................... 22
1.2.3. Régime d’ancrage du taux de change.................................................................................... 23
1.2.4. Régime de ciblage ferme de l’inflation ................................................................................... 24
1.2.5. Régime d’ancrage implicite de la stabilité des prix............................................................... 26
1.2.6. Régime de ciblage lâche de l’inflation .................................................................................... 28
2. Politiques monétaires des pays de l’accord d’Agadir .....................................................30
2.1. Accord d’Agadir et Présentation générale des pays signataires .................................... 30
2.2. Classification des politiques monétaires des pays du groupe d’Agadir ......................... 34
2.3. Description des politiques monétaires des pays du groupe d’Agadir ............................ 40
2.3.1. Politique monétaire en Égypte................................................................................................. 40
2.3.2. Politique monétaire en Jordanie.............................................................................................. 45
2.3.3. Politique monétaire au Maroc .................................................................................................. 53
2.3.4. Politique monétaire en Tunisie ................................................................................................ 58
3. Régimes de change de facto des pays du groupe d’Agadir.............................................75
CHAPITRE II : MONNAIE, TAUX DE CHANGE ET INFLATION DANS LES PAYS
DU GROUPE D’AGADIR...................................................................................................81
1. Étude analytique de la relation entre le taux de change nominal et les cibles
intermédiaires et finales de la politique monétaire.............................................................81
2. Dynamique et persistance de l’inflation; et ajustement des effets inflationnistes des
chocs : approche de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) ....................................................97
3. Pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix et ajustement des effets
inflationnistes des chocs ....................................................................................................119
3.1. Pouvoir de transmission du taux de change nominal : définition et revue de la
littérature ............................................................................................................................. 119
3.2. Modèle d’estimation de la transmission du taux de change nominal aux prix du FMI
(2007 f) ................................................................................................................................. 122
3.3. Approche d’Edwards (2006) ......................................................................................... 124
5
3.4. Application du modèle d’Edwards (2006) aux pays du groupe d’Agadir ................... 126
Deuxième partie : Analyse des chocs et politique monétaire dans deux pays membres de
l’accord d’Agadir : la Tunisie et la Jordanie....................................................................155
CHAPITRE III : RÉGIME MONÉTAIRE DE LA TUNISIE :
APPROFONDISSEMENT ET APPROCHE TRIDIMENSIONNELLE .......................155
1. Caractéristiques et perspectives d’avenir de la politique monétaire en Tunisie..........155
1.1. Les conditions d’une politique d’ancrage monétaire ................................................... 158
1.2. Relation monétariste entre l’offre de monnaie et les prix en Tunisie .......................... 161
1.3. Les différentes options de politique monétaire en Tunisie : discussion et
recommandations................................................................................................................. 166
1.4. Vérification des conditions d’une politique de ciblage de l’inflation en Tunisie ......... 172
2. Politique de gestion du compte de capital en Tunisie...................................................175
3. Politique de change en Tunisie .....................................................................................179
4. Conduite implicite d’une politique d’ancrage souple généralisé en Tunisie ..............184
5. Nouveau paysage monétaire de la Tunisie : transition, progrès et réalisations..........188
5.1. Le relâchement de la règle du taux de change effectif réel constant (TCERC)........... 193
5.2. Le développement des marchés monétaires et financiers ............................................ 196
5.3. La prévision de la conjoncture...................................................................................... 199
CHAPITRE IV : ÉTUDE ÉCONOMÉTRIQUE..............................................................204
1. Partie empirique : cas de la Tunisie..............................................................................204
1.1. Définition et effets des chocs ......................................................................................... 204
1.2. Dynamiques des chocs dans le contexte spécifique de la politique monétaire en Tunisie
et revue de la littérature empirique..................................................................................... 210
1.3. Étude empirique............................................................................................................ 221
1.3.1. Sources et présentation des données.................................................................................. 228
1.3.2. Traitement des données......................................................................................................... 235
1.3.3. Dynamique des chocs et ordre d’introduction des variables............................................. 239
1.3.4. Le modèle vectoriel structurel à correction d’erreur (SVECM) ou SVAR contraint........ 242
1.3.5. Analyse et interprétation des résultats ................................................................................. 257
1.3.6. Cas du modèle de la Tunisie intégrant le taux de change nominal TND/euro ............... 286
2. Partie empirique : cas de la Jordanie............................................................................298
2.1. Dynamiques des chocs en Jordanie............................................................................... 298
2.2. Étude empirique............................................................................................................ 300
2.2.1. Sources et présentation des données.................................................................................. 300
2.2.2. Traitement des données......................................................................................................... 307
2.2.3. Le modèle vectoriel structurel à correction d’erreur (SVECM) ou SVAR contraint........ 310
2.2.4. Analyse et interprétation des résultats ................................................................................. 316
3. Cas du modèle de la Tunisie avec l’indice des prix à la production (PPI)..................330
4. Cas du modèle de la Jordanie avec l’indice des prix à la production (PPI)................335
6
Conclusion..........................................................................................................................339
Bibliographie......................................................................................................................347
Annexes ..............................................................................................................................362
7
LISTE DES ANNEXES
Annexe 1. Arrangements de facto des régimes de change et ancrages de la politique monétaire des pays
d’Agadir au 31 Décembre 2004...................................................................................................................... 362
Annexe 2. Arrangements de facto des régimes de change et ancrages de la politique monétaire des pays
d’Agadir au 31 Décembre 2005...................................................................................................................... 363
Annexe 3. Arrangements de facto des régimes de change et ancrages de la politique monétaire des pays
d’Agadir au 30 Avril 2007 .............................................................................................................................. 364
Annexe 4. Matrices des corrélations............................................................................................................... 365
Annexe 5. Test de causalité de Granger des variables de la Tunisie.............................................................. 366
Annexe 6. Test de causalité de Granger des variables de la Jordanie ........................................................... 367
Annexe 7. La modélisation SVAR (vecteur auto-régressif structurel)............................................................. 368
Annexe 8. La méthode de Blanchard et Quah (1989) ..................................................................................... 373
Annexe 9. Les séries en niveau et en différence première du VAR de la Tunisie avec la base monétaire à titre
d’instrument opérationnel............................................................................................................................... 376
Annexe 10. Les séries en niveau et en différence première du VAR de la Jordanie avec la base monétaire à
titre d’instrument opérationnel ....................................................................................................................... 378
Annexe 11. Détermination de l’ordre des modèles VAR en niveau de la Tunisie ........................................... 380
Annexe 12. Détermination de l’ordre des modèles VAR en niveau de la Jordanie......................................... 381
Annexe 13. Test de cointégration de Johansen des données du VAR de la Tunisie ........................................ 382
Annexe 14. Test de cointégration de Johansen des données du VAR de la Jordanie...................................... 383
Annexe 15. Fonction de réponse du SVECM de la Tunisie intégrant la base monétaire................................ 384
Annexe 16. Fonction de réponse du SVECM de la Jordanie intégrant la base monétaire ............................. 388
Annexe 17. Décomposition des variances des variables du SVECM incluant la base monétaire, cas de la
Tunisie ............................................................................................................................................................ 392
Annexe 18. Décomposition des variances des variables du SVECM incluant la base monétaire, cas de la
Jordanie .......................................................................................................................................................... 393
Annexe 19. Test de causalité de Granger des variables du VAR de la Tunisie en niveau intégrant le taux de
change nominal TND/euro.............................................................................................................................. 395
Annexe 20. Fonctions de réponse du SVECM en niveau de la Tunisie intégrant le taux de change nominal
TND/euro ........................................................................................................................................................ 396
Annexe 21. Décomposition des variances des variables du SVECM en niveau de la Tunisie intégrant le taux
de change nominal TND/euro......................................................................................................................... 400
Annexe 22. Fonctions de réponse du SVECM en niveau de la Tunisie intégrant l’indice des prix à la
production (PPI) ............................................................................................................................................. 402
Annexe 23. Décomposition des variances des variables du SVECM en niveau de la Tunisie intégrant l’indice
des prix à la production (PPI) ........................................................................................................................ 406
Annexe 24. Fonctions de réponse du SVECM en niveau de la Jordanie intégrant l’indice des prix à la
production (PPI) ............................................................................................................................................. 408
Annexe 25. Décomposition des variances des variables du SVECM en niveau de la Jordanie intégrant l’indice
des prix à la production (PPI) ........................................................................................................................ 412
Annexe 26. Codes ISO des devises.................................................................................................................. 414
8
TABLE DES FIGURES
Encadré 1. Candidats pour le ciblage de l’inflation au sein du groupe d’Agadir ............................................ 33
Figure 1. Évolution de l’inflation des pays d’Agadir par paires ...................................................................... 99
Figure 2. Les séries en niveau du VAR de la Tunisie...................................................................................... 237
Figure 3. Les variables en différence première du VAR de la Tunisie ........................................................... 238
Figure 4. Fonctions de réponse des variables aux chocs d’offre réelle, de demande réelle et de demande
monétaire; cas de la Tunisie........................................................................................................................... 257
Figure 5. Les fonctions de réponse aux chocs d’offre monétaire, de change nominal et de politique monétaire;
cas de la Tunisie ............................................................................................................................................. 262
Figure 6. Taux de change nominal TND/euro et ses variantes....................................................................... 286
Figure 7. Les séries en niveau du VAR de la Jordanie ................................................................................... 308
Figure 8. Les variables en différence première du VAR de la Jordanie ......................................................... 309
Figure 9. Fonctions de réponse des variables aux chocs d’offre réelle, de demande réelle et de demande
monétaire; cas de la Jordanie......................................................................................................................... 316
Figure 10. Fonctions de réponse des variables aux chocs d’offre monétaire, de change et de politique
monétaire; cas de la Jordanie......................................................................................................................... 318
9
Introduction
De nos jours, bon nombre d’économistes persistent à penser dans un contexte d’économie
fermée. Pourtant, le taux de change est une variable macroéconomique incontournable dans
les économies émergentes. C’est pourquoi, la relation entre les mouvements du taux de
change nominal et la conduite de la politique monétaire continue à susciter les débats et les
polémiques. Taylor (2000) avance que le degré de transmission des volatilités du taux de
change aux prix présente une relation systématique avec le régime de politique monétaire.
Cela tirerait à conséquence pour la conduite appropriée de la politique monétaire en
économie ouverte. Paradoxalement, dans sa présentation des modèles d’analyse de
l’inflation et de la politique monétaire, dans très peu de cas Taylor (2002) recommande de
tenir compte du taux de change dans la détermination des prix.
Un courant de la littérature met en évidence la nécessité d’accorder une attention
particulière à l’impact des fluctuations du taux de change nominal sur la conduite de la
politique monétaire {Edwards (2006) et Caballero et Krishnamurthy (2005)}. Pour Calvo et
Mishkin (2003) : «les décideurs des économies émergentes sont très sensibles aux taux de
change parce que la plus grande partie de ces économies sont sujettes à un coefficient de
pass-through très élevé; de sorte à ce que la dévaluation conduit à l’inflation»1. Par
ailleurs, les variations du taux de change nominal peuvent être à l’origine de perturbations
du ciblage de l’objectif intermédiaire ou final de la politique monétaire. À ce sujet, Taylor
(2001) a soulevé le problème de la contribution des instruments de la politique monétaire
dans l’absorption des effets inflationnistes des mouvements du taux de change nominal.
Dans le contexte du nouveau paysage monétaire international, dominé par l’intégration et le
regroupement, les pays du Sud et de l’Est de la Méditerranée (PSEM) semblent à la marge.
Après la déclaration de Barcelone en 1995, l’Union Européenne a annoncé la signature
d’accords bilatéraux de libre-échange avec les PSEM. Toutefois, la conduite de la politique
monétaire ainsi que le choix du régime de change optimal dans les PSEM n’ont pas été
évoqués. Contrairement au cas des pays de l’Europe Centrale et Orientale, l’hypothèse d’un
1 Calvo et Miskin (2003), page 22, citée dans Goux et Cordahi (2006).
10
rattachement des monnaies des PSEM à la monnaie unique n’a pas été explicitement
envisagée. Seule l’idée d’arrangements de change possibles reliant les monnaies des PSEM
à l’euro est vaguement soulignée en annexe du traité de Maastricht.
Notre travail de recherche s’inscrit dans ce cadre. Notre intérêt porte sur quatre pays du Sud
et de l’Est de la Méditerranée (PSEM), signataires de l’accord d’Agadir : le Maroc, la
Tunisie, l’Égypte et la Jordanie. Dans un esprit de promotion de l’intégration Sud-Sud, cet
accord a été signé le 25 février 2004 et ambitionne la création d’une zone de libre-échange
entre ces quatre pays. À mesure de l’avancement de notre travail, l’accent sera mis
davantage sur la Tunisie et la Jordanie.
Dans ce contexte, notre travail aspire à répondre aux questions de recherche suivantes :
Quels sont les chocs susceptibles de perturber les ancrages et objectifs de la politique
monétaire? Cette question est primordiale dans la mesure où elle permet de déterminer la
fragilité des variables piliers de la politique monétaire aux différents chocs. En particulier,
notre intérêt est focalisé sur l’impact des mouvements anticipés et non anticipés du taux de
change nominal, c'est-à-dire des chocs de change, sur les différents ancrages et objectifs de
la politique monétaire. Cela revient aussi à étudier le pouvoir de transmission («pass-
through») du taux de change nominal aux prix.
Une fois ces chocs identifiés, est-ce que le taux de change nominal joue un rôle actif dans
l’ajustement des effets de ces chocs, notamment sur les prix? Enfin, quelles sont les autres
variables, ou «mix» de variables, en mesure d’agir en tant qu’outil d’absorption
macroéconomique des effets des chocs exogènes et endogènes?
Ayant traité de la capacité de transmission du taux de change nominal aux prix en vue
d’absorber les effets déstabilisateurs des chocs sur les prix, il est inévitable d’étendre la
question à l’efficacité du canal «taux de change nominal» dans la transmission de la
politique monétaire aux prix. En outre, cette question nous permet d’identifier le processus
de transmission de la politique monétaire.
11
Tout au long de notre travail de recherche, nous tentons de mettre en exergue les réponses
aux questions précédentes. L’interaction dynamique entre le taux de change nominal et les
prix est étudiée en suivant plusieurs courants de pensée empirique. Le premier consiste en
l’estimation de modèles de courbe de Phillips et de fonctions de réaction à la façon de
Gerlach et Gerlach-Kristen (2006). Le deuxième soulève le pouvoir de transmission du taux
de change nominal aux prix selon la méthode d’Edwards (2006). Compte tenu des limites
des modèles à équation unique, le dernier traite de l’ajustement macroéconomique des
effets des chocs, moyennant une étude empirique basée sur un modèle à équations
multiples. Notre travail empirique repose sur l’estimation de modèles SVAR (auto-
régressifs vectoriels structurels) contraints.
Dans tous les cas, nous aboutissons à la même conclusion : en Tunisie, le taux change
nominal ne joue pas le rôle d’un instrument d’absorption des effets des chocs, notamment
sur les prix. En revanche, en Jordanie, le taux de change nominal est un outil d’ajustement
des effets inflationnistes des chocs.
Notre travail s’articule autour de quatre grands chapitres. Dans le premier chapitre, après
avoir posé les jalons de la revue de la littérature traitant de la typologie des régimes
monétaires, nous nous attachons à décrire les politiques monétaires et les régimes de
change des pays du groupe d’Agadir.
Certes, à ce stade, la portée de l’accord d’Agadir se limite à une intégration commerciale.
En outre, la diversité des régimes monétaires des quatre pays du groupe d’Agadir est mise
en évidence par notre approche descriptive du premier chapitre. Ces deux facteurs
pourraient altérer la pertinence de notre choix et réfuter l’intérêt de consacrer le deuxième
chapitre à l’étude des relations dynamiques entre le taux de change nominal et la conduite
de la politique monétaire dans les pays du groupe d’Agadir. Toutefois, notre choix repose
sur la perspective d’une phase de convergence, menant à une coordination des politiques
monétaires et fiscales et à une harmonie des régimes de change des pays membres, prévue
dans le cadre de l’accord d’Agadir.
12
Dans le deuxième chapitre, plusieurs approches sont adoptées. Une approche analytique de
la relation entre le taux de change nominal et les différentes cibles intermédiaires et finales
de la politique monétaire est menée dans les pays du groupe d’Agadir. Les approches de
Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) et d’Edwards (2006) sont respectivement appliquées aux
pays du groupe d’Agadir. La première permet d’étudier le rôle du taux de change nominal
dans l’ajustement des effets des chocs sur les prix, sur la base du critère de la persistance de
l’inflation. La deuxième traite du pouvoir de transmission du taux de change nominal aux
prix. Cela revient à étudier la capacité du taux de change nominal à absorber les effets
inflationnistes des chocs.
À ce niveau du travail, notre étude empirique ne porte plus sur les quatre pays de l’accord
d’Agadir, mais uniquement sur la Tunisie et la Jordanie. Notre choix de traiter ces deux
pays est motivé par l’opposition de deux économies divergentes. En premier lieu, sur notre
période d’étude 1986-2006, les deux économies se caractérisent par une inflation moyenne
similaire. Pourtant, la volatilité de l’inflation est plus importante en Jordanie qu’en Tunisie.
En deuxième lieu, l’application des courants de recherche de Gerlach et Gerlach-Kristen
(2006) et d’Edwards (2006) mettent en exergue une différence fondamentale : en Jordanie
le taux de change nominal contribue activement à l’ajustement des effets des chocs, tandis
qu’en Tunisie le taux de change nominal n’est pas un outil d’absorption des effets des
chocs.
Néanmoins, compte tenu de la complexité de la toile de fond des cibles et objectifs de la
politique monétaire, de l’ancrage généralisé de jure et de facto des outils d’ajustement par
les autorités monétaires et de la nouvelle orientation libérale et d’intégration dans les
marchés internationaux des capitaux de la Tunisie, nous avons choisi de développer
davantage la politique monétaire en Tunisie et ses perspectives d’avenir. C’est l’objet du
troisième chapitre. Aussi, ce chapitre intègre une analyse tridimensionnelle de la politique
économique de la Tunisie dans la mesure où les trois composantes du triangle de Mundell
sont considérées, à savoir : la politique monétaire, la politique de gestion du compte de
capital et la politique de change.
13
Le quatrième et dernier chapitre couvre l’étude économétrique ainsi que l’interprétation des
résultats empiriques. Au moyen de l’estimation de modèles SVAR contraints, nous
étudions les effets des mouvements anticipés et non anticipés du taux de change nominal.
Dans le premier cas, nous analysons la capacité d’absorption du taux de change nominal
des effets perturbateurs des chocs affectant les différents ancrages de la politique
monétaire, notamment les prix et la compétitivité. Il s’agit donc de fluctuations du taux de
change nominal menées volontairement par les autorités monétaires dans le but de
contrecarrer les effets des chocs. Cette approche nous permet également d’identifier
d’autres outils d’amortissement des effets des chocs.
Dans le deuxième cas, les mouvements volatils non anticipés du taux de change nominal
traduisent des chocs de change. Il convient donc d’analyser les vulnérabilités et les
réponses des variables aux chocs de change.
Au sein de cette partie empirique, différents modèles sont estimés. Aussi bien pour la
Tunisie que pour la Jordanie, des modèles distincts intégrant respectivement le taux
d’intérêt à court terme, puis la base monétaire au titre de cible opérationnelle de la politique
monétaire sont considérés. Par la suite, dans le but de vérifier empiriquement le courtant de
recherche soutenant une transmission plus importante des mouvements du taux de change
nominal aux prix à la production qu’aux prix à la consommation, un modèle SVECM
comparatif incluant l’indice des prix à la production à la place de l’indice des prix à la
consommation est estimé. En outre, cette méthode permet d’appliquer le courant de
recherche d’Edwards (2006) en se basant non pas sur un simple modèle à équation unique,
mais sur l’approche des modèles dynamiques SVAR contraints. En ce qui concerne le cas
de la Tunisie, en raison du poids de l’UE dans le commerce extérieur de la Tunisie, un
modèle SVECM incorporant le taux de change nominal par rapport à l’euro plutôt que
relativement au dollar est estimé.
14
Première partie : Le choix d’un régime monétaire et de change; et dynamique de
l’inflation : une analyse comparative des économies du groupe d’Agadir
CHAPITRE I : LE CHOIX D’UN RÉGIME MONÉTAIRE
1. Revue de la littérature
À l’heure de l’intégration des marchés internationaux des capitaux, les économies ouvertes
sont confrontées au trilemme économique. Le débat focalise sur la combinaison optimale à
trois volets de la politique économique. En se référant au triangle incompatible présenté par
Robert Mundell en 1967,
la politique économique repose sur une conception
tridimensionnelle dont les composantes sont : la politique monétaire, la politique de change
et la politique de gestion du compte de capital.
1.1. Théorie du triangle d’incompatibilité
La théorie du triangle d’incompatibilité préconise le fondement des objectifs économiques
simultanément sur deux dimensions de la politique économique (Obstfeld et al., 2003)2.
Pourtant, les trois dimensions sont primordiales et essentielles. En d’autres termes, la trinité
impossible stipule que les autorités monétaires sont contraintes à poursuivre la réalisation
de deux objectifs, choisis parmi les trois objectifs suivants :
(cid:1) L’adoption d’un régime de change fixe dans le but de préserver la compétitivité et la
valeur externe et interne de la monnaie.
(cid:1) L’intégration dans les marchés internationaux des capitaux dominés par la mobilité
des flux des capitaux. Cette intégration est essentielle pour la flexibilité de
l’économie.
(cid:1) La conduite d’une politique monétaire indépendante afin de réaliser l’objectif de
stabilisation de la croissance réelle3.
2 Connue également dans la littérature sous les noms de la trinité impossible et du trilemme économique.
3 L’indépendance de la politique monétaire est mesurée par la sensibilité des taux d’intérêt domestiques aux
taux d’intérêt étrangers (Hakura, 2005).
15
À l’image de la théorie bipolaire4, la théorie de la trinité impossible renforce l’idée que le
flottement pur et le régime de change fixe constituent les seules options de change
compatibles avec le nouveau paysage monétaire. Pourtant, un courant imposant de la
littérature soutient la viabilité et l’efficacité des régimes de change intermédiaires,
notamment pour les pays émergents {Eichengreen (1998), Calvo et Reinhart (2000) et
Williamson (2001)}. D’ailleurs, la classification officielle du FMI présente quatre types de
régimes de change intermédiaires5.
Les différentes combinaisons proposées par la trinité impossible sont présentées ci-après.
1ère Combinaison : régime de change fixe, contrôle des capitaux et indépendance de la
politique monétaire
La littérature économique soutient que la stabilité du taux de change est incompatible avec
la conduite d’une politique monétaire indépendante orientée vers un objectif de croissance
économique stable. Étant donné que le taux de change réel est une fonction des prix
domestiques et étrangers et sachant que les changements de l’offre de monnaie agissent
directement sur les prix domestiques (théorie quantitative de la monnaie, Fisher, 1911), les
fluctuations du taux de change réel deviennent inévitables. Toutefois, le modèle Mundell-
Fleming montre que, combinée avec les contrôles des flux des capitaux, cette option peut
être envisagée à long terme, à condition que les autorités monétaires adoptent une politique
monétaire de ciblage de l’inflation. En pratique, cette option est difficile dans la mesure où
l’équilibre du compte courant requiert la libéralisation des flux des capitaux.
4 Appelée également la théorie des «deux coins» de régimes de change.
5 Ces régimes intermédiaires sont : le régime de taux de change à l’intérieur d’une bande glissante, les
rattachements glissants, les rattachements à l’intérieur d’une bande horizontale et le flottement administré.
16
2ème Combinaison : régime de change fixe, libéralisation des capitaux et dépendance
de la politique monétaire
Cette option implique que la politique monétaire n’est plus en mesure d’agir sur les
variables économiques telles que la production réelle et le chômage en raison de la perte
des instruments d’ajustement des effets des chocs exogènes et endogènes6. De plus, elle
peut être coûteuse pour l’économie, en particulier pour le système financier qui est privé du
prêteur du dernier ressort7. Toutefois, l’étendu des coûts de la perte de l’indépendance de la
politique monétaire dépend de la nature des chocs réels, du degré de la mobilité des facteurs
de production (travail) et de l’usage effectif de l’indépendance de la politique monétaire
(Panizza et al., 2003). En effet, si les autorités monétaires pratiquent de facto la «peur du
flottement» de Calvo et Reinhart (2000), la perte de l’autonomie de la politique monétaire
n’est pas indéniable8.
Le maintien de cette option requiert de larges réserves de change afin de défendre le
rattachement fixe du taux de change. Cette combinaison décrit concrètement une zone
monétaire optimale : taux de change fixe, ouverture financière et dépendance de la politique
monétaire. La Jordanie adopte cette combinaison. Les économistes du FMI (2007 c)
affirment que
les autorités
jordaniennes attribuent
l’ajustement et
la stabilité
macroéconomique à la politique fiscale.
6 Les différents instruments sont : le taux de change, le taux d’intérêt, les agrégats monétaires, les réserves…
7 C’est le cas de la crise en Argentine. Dans le cadre des accords de libre-échange du MERCOSUR, l’absence
d’ajustement par le taux de change, en raison du maintien du régime de change fixe par rapport au dollar
(«currency board»), a altéré la compétitivité de l’Argentine aggravant ainsi le déficit de la balance courante.
Face à cette situation, l’abandon de la caisse d’émission était inévitable.
8 Selon le principe de la «peur du flottement», une dépréciation nominale de la monnaie domestique entraîne
le renchérissement de la dette extérieure en monnaie locale libellée en monnaie étrangère.
17
3ème Combinaison : choix libéral : régime de change flottant, libéralisation des
capitaux et indépendance de la politique monétaire
La dernière option du triangle incompatible consiste en une libéralisation totale de
l’économie. Elle repose sur le flottement libre et propre du taux de change, la libéralisation
des flux des capitaux et l’indépendance de la politique monétaire. En pratique, cette option
est réalisable et correspond aux recommandations et orientations économiques libérales du
FMI. Cependant, en réalité, afin de contenir les volatilités du taux de change dont l’impact
peut être déstabilisateur pour l’économie, les autorités monétaires pratiquent le flottement
avec différents degrés d’administration9.
Il existe différents régimes de politique monétaire. Dans la section suivante une typologie
des régimes de politique monétaire est exposée.
9 Même les autorités monétaires américaines, présumées pratiquer le flottement le plus propre, interviennent
occasionnellement sur le marché des changes.
18
1.2. Typologie des régimes de politique monétaire
Le choix approprié de politique monétaire a
toujours ravivé
les polémiques.
Habituellement, les controverses portent notamment sur les questions suivantes :
• L’indépendance et la responsabilité politique de la Banque Centrale.
• Le choix de l’objectif final, notamment la mise en place d’une hiérarchie entre
l’objectif d’inflation et l’objectif de plein emploi.
• Le choix de la cible intermédiaire parmi les agrégats monétaires, le taux de change
et les prévisions de l’inflation10.
• La forme appropriée de la fonction de réaction de la Banque Centrale.
En accord avec les conditions économiques spécifiques de chaque pays, les autorités
monétaires optent pour le régime de politique monétaire capable de contenir les prix et de
maintenir une croissance économique stable et soutenue. Le régime de politique monétaire
s’articule autour des contraintes imposées par les différentes institutions et limitant le
pouvoir des autorités monétaires d’influencer l’évolution des agrégats macroéconomiques
(Bordo et Schwartz, 1995). Selon Stone et Bhundia (2004), les différents régimes
monétaires peuvent être définis et classés sur la base de deux critères : le choix de l’ancrage
nominal et la transparence de l’engagement des autorités monétaires envers cet ancrage.
Un ancrage nominal est une variable nominale officiellement annoncée par les autorités
monétaires. Elle représente une cible à atteindre au titre de l’objectif intermédiaire de la
politique monétaire. Le choix de l’ancrage nominal peut porter sur les variables suivantes :
le métal or ou argent, une monnaie étrangère forte et stable, une monnaie commune dans le
cas d’une union monétaire, une cible monétaire (telle que les agrégats monétaires), une
parité cible du taux de change, une cible d’inflation…
10 Récemment, le débat s’oriente vers la considération des prix des actifs financiers en tant qu’objectif
intermédiaire de la politique monétaire.
19
La littérature dénombre sept types de régimes de politique monétaire : la politique
monétaire non autonome ou d’absence d’autonomie monétaire, le faible ancrage11,
l’ancrage monétaire, l’ancrage du taux de change, le ciblage ferme de l’inflation, l’ancrage
implicite de la stabilité des prix et le ciblage lâche de l’inflation. Comme le montre le
tableau 1, la distinction entre ces régimes est fondée sur la nature de l’ancrage nominal et la
transparence de l’engagement des autorités monétaires envers cet ancrage.
Tableau 1. Les différents régimes monétaires
Régime monétaire
Ancrage
Transparence
Absence d’autonomie monétaire
Monnaie étrangère forte
Élevée
Faible ancrage
Ancrage monétaire
Ancrage du taux de change
Ciblage ferme de l’inflation
Inactif
Aucune
Agrégat monétaire
Moyenne
Taux de change
Cible d’inflation
Élevée
Élevée
Ancrage implicite de la stabilité des prix Stabilité des prix
Faible à moyenne
Ciblage lâche de l’inflation
Objectif lâche d’inflation Faible
Source : Stone et Bhundia (2004).
11 Ce type de régime a été officiellement abandonné par les Banques Centrales depuis 2002 avec la fin des
épisodes de forte inflation. Il ne sera donc pas traité dans le cadre de notre travail.
20
1.2.1. Régime de politique monétaire non autonome
L’adoption d’un régime monétaire non autonome résulte en une monnaie nationale
dépendante. Les pays appliquant ce régime sont classés par le FMI comme des pays ayant
des arrangements de régime de change tels que les caisses d’émission et les regroupements
monétaires12. Il est important de noter que contrairement à l’union monétaire, ces
arrangements de régime de change permettent aux autorités monétaires centrales de
maintenir leurs monnaies nationales, le seigneuriage et la fonction du prêteur de dernier
ressort. Aussi, ces arrangements sont moins irréversibles que les unions monétaires.
Le régime monétaire non autonome repose sur l’engagement clair et ferme des autorités
monétaires envers l’ancrage nominal qui est directement, ou indirectement une monnaie
forte d’un pays développé. Les Banques Centrales qui optent pour ce type de régime
monétaire ont le degré d’engagement le plus élevé et le pouvoir discrétionnaire le plus
faible de tous les régimes.
Les épisodes d’extrêmes instabilités des niveaux des prix sont les principales motivations
de l’adoption du régime monétaire non autonome. Ce type de régime est appliqué comme
une mesure d’urgence afin d’agir contre les flambées de l’inflation et de freiner la
dépréciation de la monnaie domestique {Stone et Bhundia (2004) et Berg et Borensztein
(2000)}.
12 Le regroupement monétaire suit le principe de l’union monétaire. Cependant, la monnaie commune
d’ancrage des pays membres est une monnaie forte d’un pays en dehors de la zone du regroupement.
21
1.2.2. Régime d’ancrage monétaire
Le régime d’ancrage monétaire consiste en l’adoption d’un agrégat monétaire en tant
qu’ancrage nominal13. Cette politique monétaire est efficiente lorsqu’elle coexiste avec un
régime de change flottant. Elle permet aux autorités monétaires de faire face aux chocs
domestiques. Toutefois, elle requiert l’existence d’une relation stable entre l’agrégat
monétaire ciblé au niveau de l’objectif intermédiaire et l’objectif final de la politique
monétaire (l’inflation et la croissance nominale).
La politique d’ancrage monétaire procure aux autorités monétaires certains avantages. En
premier lieu, elle permet à la politique monétaire d’absorber les effets des chocs,
notamment par les ajustements du taux de change. En deuxième lieu, les dérapages
monétaires par rapport à la valeur-cible de l’ancrage monétaire sont facilement détectés.
Les écarts entre les réalisations et les prévisions de l’agrégat monétaire peuvent être
interprétés par les agents économiques. Ces derniers seront éclairés sur les intentions de la
Banque Centrale concernant l’inflation future (Mishkin et Savastano, 2001).
Durant les années 70, dans le but de lutter contre la montée de l’inflation, de nombreux
pays industrialisés ont adopté la politique d’ancrage monétaire. À ce sujet, les expériences
des États-Unis, du Canada et du Royaume-Uni n’ont pas été réussies, alors que celles de
l’Allemagne et de la Suisse se sont déroulées avec succès14. Mishkin (2000 a) attribue
l’échec des premiers à l’instabilité de la relation entre l’ancrage monétaire et les objectifs
finaux de la politique monétaire. En revanche, la clé de la conduite du régime d’ancrage
monétaire en Allemagne et en Suisse réside, d’une part, dans le fait que leurs autorités
monétaires n’ont pas suivi l’orthodoxie monétariste de type Friedman. En effet, dans le
cadre d’une pratique flexible, les dérapages par rapport à la cible monétaire ont été
fréquemment tolérés par la BundesBank. D’autre part, dans l’engagement ferme envers la
communication publique des orientations monétaires de la Banque Centrale. Le succès des
autorités monétaires allemandes à maîtriser l’inflation via une politique d’ancrage
13 Pendant les années 60 et 70, les monétaristes considéraient les agrégats monétaires M1 et M2 comme des
indicateurs avancés de la production et des prix, dans la mesure où ces masses monétaires sont positivement
corrélées avec la production et les prix.
14 Le succès de l’ancrage monétaire en Suisse a été plus discutable qu’en Allemagne. Cela évoque les
difficultés de ce type de régime monétaire dans une petite économie ouverte.
22
monétaire a été déterminant dans le choix de l’Allemagne en tant que pays d’ancrage du
système monétaire européen.
La transparence de ce régime monétaire est moyenne puisque les agrégats monétaires sont à
court terme et ne sont pas observés par les agents économiques. En pratique, il est fréquent
que les Banques Centrales appliquent implicitement ou explicitement l’ancrage monétaire
conjointement avec l’ancrage du taux de change15.
Sous un régime d’ancrage monétaire, l’instrument opérationnel qui exerce le contrôle sur
l’agrégat monétaire est soit le taux d’intérêt à court terme, soit la base monétaire. Les
mouvements de la cible opérationnelle traduisent un changement de la politique monétaire
devant être transmis par le canal «ancrage monétaire» aux prix. Le régime d’ancrage
monétaire avec le taux d’intérêt à court terme en tant que cible opérationnelle repose sur
une condition de base : la stabilité de la fonction de demande de monnaie à long terme.
1.2.3. Régime d’ancrage du taux de change
Sous ce régime, la cible d’ancrage est le taux de change nominal, généralement par rapport
à une monnaie forte et à faible inflation. Le FMI (2004 d) intègre dans cette catégorie les
pays qui adoptent les régimes de change suivants : arrangements d’ancrages fixes
conventionnels sans et avec bandes horizontales et rattachements à parités glissantes avec
ou sans bandes horizontales. Ces arrangements reposent sur les engagements fermes des
autorités monétaires à défendre la parité de l’ancrage. Par la gestion des réserves de change,
les autorités monétaires maintiennent le taux ou la bande pré-annoncés16.
La littérature existante prône la pratique du régime d’ancrage du taux de change nominal en
raison de l’exposition de la monnaie domestique aux attaques spéculatives due à
l’ouverture économique et à la libéralisation du compte de capital17.
15 C’est le cas de la Tunisie qui a poursuivi conjointement l’ancrage monétaire et l’ancrage du taux de change
multilatéral jusqu’ à la fin de 2004. Ce double ancrage a également été pratiqué en Jordanie jusqu’à 1996.
16 C’est l’orientation de la politique monétaire en Jordanie depuis 1996.
17 Cependant, la défense de la parité du rattachement peut s’avérer coûteuse en termes de réserves de change,
et donc de balance des paiements (Stone et Bhundia, 2004). Par ailleurs, sous un régime de change fixe, les
autorités monétaires sont contraintes à aligner les taux d’intérêt domestiques aux niveaux étrangers. Par
23
1.2.4. Régime de ciblage ferme de l’inflation
Lorsque l’engagement de la Banque Centrale envers l’ancrage de l’inflation est ferme et
clair, le régime monétaire est classé en tant que ciblage ferme de l’inflation18. La fermeté
des engagements est au détriment du pouvoir discrétionnaire des autorités monétaires.
Néanmoins, Roger et Stone (2005) soulignent qu’en pratique, le ciblage de l’inflation est
flexible. Dans le même ordre d’idées, Mishkin (2000 a) attribue le succès du ciblage de
l’inflation dans certains pays tels que le Canada à la flexibilité de sa pratique. Certains
dérapages par rapport à la cible d’inflation, même persistants, sont tolérés19.
La
fourchette cible de
l’inflation suscite
la controverse. Les arguments des
macroéconomistes militant en faveur de l’adoption d’une fourchette cible centrée autour
d’une valeur de 3% sont nombreux. En particulier, la rigidité à la baisse des salaires
nominaux renforce la position contre une inflation nulle. Cameron (1997) affirme que le
risque d’une déflation est plus élevé si la fourchette cible de l’inflation est plus faible. Or la
déflation est associée avec des épisodes de récession, voire de dépression. Par ailleurs,
malgré l’usage fréquent de l’indice des prix à la consommation (IPC) pour mesurer
l’inflation, la commission de Boskin (1996) a conclu que l’IPC ne reflète pas parfaitement
l’augmentation du coût de la vie. L’inflation basée sur l’IPC serait surestimée de 1%.
La politique monétaire de ciblage de l’inflation est adoptée par un grand nombre de
Banques Centrales20. Sous ce régime, l’évolution du taux d’intérêt dépend de l’écart
d’inflation réalisée et anticipée à un horizon de court terme. En dépit de son efficacité pour
l’ancrage de l’inflation anticipée à court terme, ce régime monétaire ne permet pas une
projection certaine de l’évolution du niveau général des prix à long terme (condition de
stabilité monétaire). Si les autorités monétaires tolèrent les écarts à long terme entre la
conséquent, il est difficile pour les autorités monétaires d’utiliser les taux d’intérêt en tant qu’instruments de
la politique monétaire en vue de réaliser des objectifs de politique interne (Goodfriend et Prasad, 2006).
18 À titre d’exemple, en Israël, en dépit de l’annonce du gouvernement de l’adoption de la politique de ciblage
de l’inflation, aucune loi ne soutien l’engagement envers la stabilité des prix. Cette contradiction a été une
cause importante de l’échec du ciblage de l’inflation entre 1998 et 2003.
19 Roger et Stone (2005) notent qu’aucun dérapage de la cible inflation n’a conduit à un abandon de la
politique de ciblage de l’inflation.
20 À titre d’exemple, citons les Banques Centrales du Canada et du Royaume-Uni.
24
réalisation et l’anticipation du niveau général des prix, son évolution à long terme peut être
irrégulière. Étant donné qu’en pratique les décisions économiques ne sont pas prises à long
terme, une volatilité de l’évolution du niveau général des prix à long terme ne peut pas
avoir un effet déstabilisateur sur l’économie (McCallum, 1997).
La politique de ciblage de l’inflation permet d’ancrer les anticipations de l’inflation à court
terme mais ne permet pas d’atteindre la stabilité monétaire21. King (1996) et Bordes et
Clerc (2004) préconisent une politique monétaire mixte de ciblage de l’inflation avec un
objectif de stabilité des prix. Il s’agit d’une stratégie mixte où l’ancrage de l’inflation
anticipée est complété par un dispositif visant à réduire l’incertitude de l’évolution du
niveau général des prix à long terme.
Mishkin (2000 a) prône en faveur du régime monétaire de ciblage de l’inflation. Il présente
les avantages liés à l’adoption de ce type de politique monétaire et basés sur les expériences
des pays pratiquant cette politique22. Le ciblage de l’inflation permet de contenir l’inflation
et d’affaiblir les effets inflationnistes des chocs.
21 Dans le cas de la Nouvelle Zélande, le ciblage de l’inflation à court terme a entravé la conduite de la
politique d’ancrage de l’inflation en réduisant sa flexibilité. Cet élément de rigidité a entraîné des problèmes
de contrôlabilité et d’instabilité des instruments opérationnels de la politique monétaire (Mishkin, 2000 a).
22 Notamment le Canada, la Nouvelle Zélande et le Royaume-Uni.
25
1.2.5. Régime d’ancrage implicite de la stabilité des prix
Certains pays pratiquent un ancrage ambigu de l’inflation tout en maintenant la stabilité des
prix. Mishkin (2000 b) qualifie ce régime d’ancrage implicite de la stabilité des prix. Ces
pays poursuivent un objectif de stabilité des prix. En revanche, leur faible degré
d’engagement ainsi que l’opacité de leurs actions rendent leur politique monétaire
implicite.
Le régime de stabilité du niveau général des prix repose sur deux conditions. La première
consiste en l’absence d’incertitude de l’évolution du niveau des prix à long terme. La
deuxième se traduit par un taux d’inflation anticipé nul à court terme23. Sous ce régime, les
variations anticipées du niveau moyen des prix sont faibles et graduelles et n’ont pas
d’impact sur les décisions des agents économiques.
La condition de certitude de l’évolution à long terme est souvent ignorée en pratique. Les
Banques Centrales ne désirent pas contrôler les prix d’une manière aussi stricte et sur un
horizon temporel aussi lointain. En effet, lorsque l’économie est affectée par des chocs, il
est inévitable de tolérer les fluctuations des variables fondamentales, notamment les prix.
Par conséquent, si les écarts entre les prévisions à long terme et les réalisations du niveau
des prix sont acceptés, l’évolution à long terme du niveau général des prix devient
incertaine (Bordes et Clerc, 2004). C’est pour cette raison que la politique de stabilité des
prix doit être appréciée sur la base de la deuxième condition : l’ancrage à court terme d’un
taux d’inflation anticipé nul ou proche de zéro.
Il est admis que le ciblage ferme d’une inflation zéro revient à cibler la stabilité des prix.
Black et al. (1997) recommandent de cibler le niveau général des prix. Ils soulignent que
sous ce régime, la cible est une moyenne du niveau des prix, tandis que si l’ancrage est une
inflation nulle, le niveau des prix suit un profil aléatoire.
L’avantage principal de la politique de ciblage de la stabilité des niveaux des prix est mis
en évidence par Black et al. (1997). Ils soutiennent qu’étant donné que les prix reviennent à
23 En pratique, les Banques Centrales qui pratiquent le régime de stabilité des prix tolèrent une légère inflation
anticipée, à condition qu’elle soit constante (exemple : la FED).
26
la moyenne, les chocs de demande réelle ou monétaire engendrent une inflation limitée et
les autorités monétaires n’ont pas à réagir par des mouvements des taux d’intérêt
nominaux. En outre, la politique de ciblage du niveau des prix permet de préserver
l’économie contre le danger déflationniste en interdisant les dérives des prix (Bordes et
Clerc, 2004).
Cameron (1997) critique le ciblage de la stabilité des prix. Il souligne qu’en réalité, aucune
Banque Centrale ne peut s’engager à ramener les prix à une moyenne historique sans altérer
sa crédibilité24.
Généralement, les pays dont le compte de capital n’est pas totalement libéralisé et qui
optent pour une politique monétaire autonome choisissent entre le régime de rattachement
du taux de change et les formes d’ancrage ferme de l’inflation. Ces dernières incluent
l’ancrage implicite de la stabilité des prix et le ciblage ferme de l’inflation. La différence
entre les deux formes réside au niveau du caractère officiel de l’engagement des autorités
monétaires. Dans le but de sauvegarder leur flexibilité pour la réalisation de certains
objectifs finaux tels que la relance de la croissance, les autorités monétaires qui pratiquent
un régime d’ancrage implicite de la stabilité des prix ne s’engagent pas explicitement par
rapport à l’ancrage de l’inflation. Ainsi, ce type de régime procure aux autorités monétaires
deux avantages : la stabilité des prix et le pouvoir discrétionnaire. Cependant, son
application repose sur une forte crédibilité des autorités monétaires et sur l’existence de
systèmes financiers mâtures et actifs25.
Dans la mesure où les deux types d’ancrage ferme de l’inflation sont associés à une
inflation faible et maîtrisée, le choix est largement influencé par la nature et la symétrie des
chocs exogènes qui affectent l’économie.
24 Les tentatives des autorités monétaires britanniques de ramener les prix à leur niveau d’avant-guerre après
la première guerre mondiale ont échoué faute de soutien politique et gouvernemental.
25 À titre d’exemple, les États-Unis pratiquent un régime d’ancrage implicite de la stabilité des prix depuis
1993.
27
1.2.6. Régime de ciblage lâche de l’inflation
Ce régime inclut les politiques monétaires aux orientations monétaires différentes basées
sur des objectifs multiples avec une importance relative accordée à l’inflation. La
différence entre ce régime et le régime d’ancrage implicite de la stabilité des prix réside au
niveau des pratiques de la politique monétaire. Contrairement à l’ancrage implicite de la
stabilité des prix, le ciblage lâche de l’inflation repose moins sur les anticipations et les
forces du marché et requiert des interventions actives sur le marché des changes. Cette
différence reflète la multiplicité des objectifs et la faible maturité des marchés financiers.
Le régime de ciblage lâche de l’inflation est considéré comme un régime intermédiaire ou
de transition dans le but d’atteindre une certaine stabilité monétaire.
Stone et Bhundia (2004) constatent que les pays qui pratiquent les régimes d’ancrage
implicite de la stabilité des prix et de ciblage ferme de l’inflation ont les niveaux d’inflation
les plus bas. Le régime d’ancrage monétaire semble maîtriser l’inflation à un niveau
acceptable. En revanche, la capacité du régime d’ancrage du taux de change à contenir
l’inflation est controversée dans la littérature.26. Il est fréquemment présumé que ce type de
régime monétaire importe la variabilité de l’inflation étrangère (Goodfriend et Prasad,
2006).
Durant la dernière décennie, la part des régimes d’ancrage du taux de change a
significativement baissé en faveur du régime de ciblage ferme de l’inflation. Toutefois,
l’évolution des régimes de politique monétaire diffère selon le niveau de développement
des pays. En 2003, la majorité des pays développés ont opté soit pour le régime de ciblage
ferme de l’inflation, soit pour l’ancrage implicite de la stabilité des prix27. Concernant les
pays émergents, le paysage de leurs régimes monétaires est plus varié. Toutefois, en raison
de l’insuffisance du développement de leurs marchés financiers et de leur forte
26 Stone et Bhundia (2004) remarquent que les pays qui ont opté pour un régime d’ancrage du taux de change
nominal risquent d’avoir des niveaux d’inflation élevée. Ils affirment que ce résultat n’est pas concluant et
qu’il est dû aux changements fréquents de la cible de l’ancrage.
27 À titre d’exemple, en 2003, l’Australie, le Canada, le Chili, Israël, l’Afrique du Sud, la Suède et le
Royaume-Uni appliquent le ciblage ferme de l’inflation, tandis que la Finlande, le Japon, Singapour, la Suisse
et les États-Unis poursuivent une politique monétaire d’ancrage implicite de la stabilité des prix. Les pays de
la zone euro forment une catégorie spéciale.
28
spécialisation, leur choix porte d’avantage sur le régime de rattachement du taux de change
et le régime de ciblage lâche de l’inflation.
Au sujet des quatre pays d’Agadir, objet de notre travail de recherche, leurs régimes de
politique monétaire sont résumés dans le tableau 5. Toutefois, avant de procéder à la
description des politiques monétaires pratiquées dans les pays membres de l’accord
d’Agadir, il nous semble incontournable de présenter au préalable un aperçu sur les
indicateurs économiques de base de ces quatre économies.
29
2. Politiques monétaires des pays de l’accord d’Agadir
2.1. Accord d’Agadir et Présentation générale des pays signataires
L’accord d’Agadir crée une zone de libre-échange entre quatre pays classés en tant
qu’économies émergentes (FMI, 2008 c) : le Maroc, la Tunisie, l’Égypte et la Jordanie. Il
s’agit d’un prélude à la future zone euro-méditerranéenne de libre-échange. Cette initiative
a été soutenue par la Commission européenne, aussi bien sur le plan politique que sur le
plan financier28.
À date, l’accord d’Agadir porte principalement sur les échanges commerciaux. Néanmoins,
dans l’avenir, le projet d’extension de cet accord aux aspects monétaires et de change n’est
pas exclu. Dans le contexte de la création de la zone de libre-échange euro-
méditerranéenne, une harmonisation des politiques monétaires et de change dans le bassin
méditerranéen est une condition sine qua non de la réaffirmation de la présence des pays du
Sud et de l’Est de la méditerranée (PSEM) sur la scène économique internationale. En effet,
à l’heure de l’intégration et de la globalisation, le réalisme conduit à la synchronisation des
politiques monétaires et à la coordination des régimes de change entre les pays du pourtour
méditerranéen.
Paraphé le 8 mai 2001, signé le 25 février 2004 et ratifié le 11 juillet 2006, la route vers
l’application effective de l’accord a été truffée d’obstacles. En particulier, un défaut
d’harmonisation des clauses de l’accord entre les différents pays membres a persisté29.
C’est alors depuis le 27 mars 2007 que l’accord est entré en vigueur.
Certes, l’Égypte, la Jordanie, le Maroc et la Tunisie représentent des pays divergents en
termes de taille, de population, de croissance et d’ouverture (tableaux 2 et 3). La Tunisie a
suivi une croissance élevée et régulière, notamment depuis le début des années 90, tandis
que la Jordanie a connu des reculs de son PIB per capita. Le Maroc et l’Égypte se sont
établis sur des régimes de croissance lents. Toutefois, depuis 2006, une nouvelle
28 Grâce à un programme de 4 millions d’euros.
29 Concrètement, c’est le volet agricole qui est à l’origine du retard en raison des différents accords des pays
membres avec les États-Unis.
30
dynamique de croissance réelle a émergé au sein du groupe d’Agadir : la Tunisie est
dépassée par les autres membres, notamment par l’Égypte et la Jordanie (graphique 1).
Tableau 2. Données générales relatives à l’année 2006
Population en million
74,13
5,70
31,48
10,20
Égypte
Jordanie
Maroc
Tunisie
1268,93
PIB per capita en USD
Croissance réelle (variation
annuelle en pourcentage)
Degré d'ouverture30
Sources : Statistiques financières Internationales, Fonds Monétaire International, Mars 2007.
Institut National des Statistiques pour la Tunisie, FMI (2008 a).
2938,24
2223,82
1803,50
112,35
98,63
64,98
78,93
6,8
5,5
7,4
6
Tableau 3. Variables macroéconomiques clés en pourcentage (1986-2006)
Inflation annuelle (IPC) Égypte
Inflation annuelle (IPC) Jordanie
Inflation annuelle (IPC) Maroc
Inflation annuelle (IPC) Tunisie
Croissance réelle Égypte31
Croissance réelle Jordanie
Croissance réelle Maroc
Croissance réelle Tunisie
Taux d'intérêt à court terme Égypte
Taux d'intérêt à court terme Jordanie
Taux d'intérêt à court terme Maroc
Données
Obs Moyenne Écart-type
1986:1-2006:12
1986:1-2006:11
1986:1-2006:12
1986:2-2006:12
1986:1-2006:1
1986:1-2003:1
1986:1-2006:1
1986:1-2004:1
1985:1-2006:12
1985:1-2006:12
1985:1-2006:12
252
251
252
251
21
18
21
20
264
264
264
10,67
4,89
3,52
4,51
3,43
2,55
3,04
3,76
12,79
6,77
7,37
7,67
6,97
2,68
1,98
3,59
7,43
4,71
2,66
1,97
1,89
3,15
264
8,11
1985:1-2006:12
1986:1-2006:12
Taux d'intérêt à court terme Tunisie
Taux de change effectif nominal Égypte
(variation annuelle)
Taux de change effectif nominal Jordanie
(variation annuelle)
Taux de change effectif nominal Maroc
(variation annuelle)
Taux de change effectif nominal Tunisie
(variation annuelle)
Sources : Statistiques financières Internationales (FMI) et Banques Centrales des pays du groupe
d’Agadir.
1986:1-2006:12
1986:1-2006:12
1986:1-2006:12
-11,58
13,91
22,52
-3,49
-3,86
3,87
6,13
2,35
1,12
252
250
252
252
30 Le taux d’ouverture est obtenu par le rapport de la somme des exportations et des importations au PIB.
31 Les croissances réelles des quatre pays du groupe d’Agadir sont à fréquence annuelle.
31
Graphique 132
Croissance réelle dans les pays du groupe d'Agadir
9
8
7
6
5
4
3
2
1
0
99
00
01
02
03
04
05
06
07
CREGY
CRJOR
CRMAR
CRTUN
Aux premiers abords, trois caractéristiques actuelles communes ressortent pour les quatre
pays du groupe d’Agadir. En premier lieu, contrairement aux autres PSEM, leurs ressources
pétrolières sont limitées ou nulles. En deuxième lieu, les transferts financiers des émigrés
jouent un rôle majeur dans la réduction de la pauvreté, particulièrement en Égypte, en
Jordanie et au Maroc. En troisième lieu, la structure de l’activité économique est similaire,
notamment pour l’Égypte, le Maroc et la Tunisie. Seule la Jordanie se démarque du groupe
par une forte dominance des services et une contribution dérisoire de l’agriculture dans le
PIB (tableau 4).
32 Sources: World Economic Outlook, Mars 2007, FMI. Les données de 2007 sont des estimations du FMI.
32
Tableau 4. Structure de la production dans les pays d’Agadir (% du PIB, année 2003)
Égypte
Jordanie
Maroc
Tunisie
Agriculture
Industrie
Services
17
2
16
12
32
26
31
29
51
72
53
59
Source : Berument et Ceylan (2004).
Sur le plan monétaire, une similarité apparaît entre les pays du groupe d’Agadir : en dépit
de la divergence de leurs régimes monétaires de facto, ils envisagent la transition vers une
politique de ciblage de l’inflation. Les périodes de transition estimées par le FMI (2006 b)
sont résumées dans l’encadré suivant.
Encadré 1. Candidats pour le ciblage de l’inflation au sein du groupe d’Agadir
Court terme (1-2 ans) : Égypte.
Moyen terme (3-5 ans) : Maroc.
Long terme (supérieur à 5 ans) : Tunisie.
Source : FMI (2006 b).
Seule la Jordanie ne figure pas encore en tant que candidat potentiel à l’implantation d’une
politique monétaire de ciblage de l’inflation. Cette question suscite la controverse. D’une
part, en se référant aux conditions requises pour le passage à une politique monétaire de
ciblage de l’inflation, Jbili et Kramarenko (2003) soulignent que la Tunisie et la Jordanie
sont sur le point de satisfaire à certaines d’entre elles. D’autre part, non seulement, la
Jordanie est le membre du groupe d’Agadir qui pratique le régime d’ancrage du taux de
change fixe le plus ferme, mais aussi, à date, la Banque Centrale de la Jordanie ne bénéficie
pas d’un statut autonome et indépendant (Neaime, 2007).
Dans les deux sections suivantes, les politiques monétaires des pays membres de l’accord
d’Agadir sont étudiées.
33
2.2. Classification des politiques monétaires des pays du groupe d’Agadir
Tableau 5. Régimes monétaires de facto des pays du groupe d’Agadir (1986-2006)
Ancrage du taux
de change nominal
/ USD
1986-2002 et 2006
1996-2006
Ancrage du taux
de change nominal
/ panier monétaire
Ancrage d’agrégat
monétaire
1986-1995
1986-2006
1986-2004
2003-2005
1986-1995
1986-2006
Égypte
Jordanie
Maroc
Tunisie
Sources : FMI (2004 d, 2005 a, 2007 h et 2007 i), Stone et Bhundia (2004) et nos propres
observations.
En Égypte, jusqu’à fin 2002, la cible intermédiaire de la politique monétaire était le taux de
change nominal unilatéral par rapport au dollar (USD). Les classifications officielles du
FMI (2004 d, 2005 a et 2006 g) stipulent qu’à l’aube de 2003, année officielle de
l’introduction du flottement libre, implicitement, la politique monétaire cible des agrégats
monétaires, et qu’elle est menée conjointement avec un régime de change à flottement géré
(annexes 1 et 2). Toutefois, le régime de politique monétaire réellement pratiqué depuis
2003 est controversé. D’une part, nous remarquons sur le graphique 2 un retour à l’ancrage
du taux de change nominal par rapport au USD à la fin de 2003, interrompu par une légère
appréciation de la livre égyptienne en 2005. La persistance de l’ancrage du taux de change
nominal par rapport au USD a également été soulignée dans la littérature {FMI (2006 g) et
Fanizza et Söderling (2006)}. Les classifications des régimes de change de facto du FMI
(2006 d et 2007 h) intègrent l’Égypte dans la catégorie d’ancrage du taux de change par
rapport à une seule devise. D’autre part, Stone et Bhundia (2004) trouvent qu’en 2003, la
politique monétaire de facto de l’Égypte repose sur un vague ciblage de l’inflation. En
outre, les économistes du FMI (2005 b) soulignent que depuis la rupture officielle de
l’ancrage du taux de change nominal, l’ancrage nominal de la politique monétaire
égyptienne n’est pas clairement défini. Dans le même ordre d’idées, Al-Mashat et Billmeier
34
(2007) affirment qu’entre 2000 et 2005, les autorités monétaires égyptiennes ont été
incapables d’annoncer explicitement l’ancrage nominal de la politique monétaire.
Graphique 233
Variation annuelle du taux de change nominal 1EGP/USD en Egypte
0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1.0
-1.2
86
88 90 92 94
96 98
00 02 04 06
DNERAEGY
En Jordanie, entre 1986 et 1996, les autorités monétaires pratiquaient la politique monétaire
de jure d’ancrage de la masse monétaire, parallèlement au ciblage implicite du taux de
change nominal multilatéral par rapport à un panier monétaire. Toutefois, en observant le
graphique 3, il semblerait que durant toute la période de notre étude (1986-2006),
implicitement ou explicitement, la politique monétaire jordanienne repose davantage sur
33 L’analyse menée dans le cadre de notre travail repose sur des graphiques présentant des variations
annuelles des variables à fréquence mensuelle. Dans le but de mieux capter les dynamiques des variables,
nous étudions leurs mouvements avec un écart de 12 mois.
35
l’ancrage du taux de change nominal unilatéral par rapport au USD. L’évolution de
l’ancrage nominal intermédiaire de la politique monétaire en Jordanie montre que durant la
période 1986-1995, le taux de change effectif nominal affiche une volatilité modérée, mais
de même ampleur que celle du taux de change nominal par rapport au USD (supposé flotter
avec plus de flexibilité). Il apparaît donc que l’ancrage du taux de change effectif nominal
n’était pas ferme. À partir d’octobre 1995, la tendance est inversée : suite à l’adoption du
ciblage intermédiaire du taux de change nominal unilatéral par rapport au USD, on assiste à
un ancrage ferme et clair de la nouvelle cible intermédiaire. Le taux de change nominal est
solidement ancré au dollar et affiche une stabilité parfaite, alors que la volatilité du taux de
change effectif nominal s’accroît.
Graphique 3
Variation annuelle du taux de change effectif nominal et
du taux de change nominal 1JRD/USD en Jordanie
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAJOR
DNERAJOR
36
Tout au long de notre période d’étude. Le Maroc persiste à pratiquer le régime
conventionnel d’ancrage du taux de change nominal multilatéral par rapport à un panier
monétaire. Cependant, en réalité, cet ancrage ne semble pas ferme dans la mesure où il est
contenu au sein d’une bande (graphique 4). L’existence de cette bande implicite est
également soulignée par les économistes du FMI (2007 g). Neaime (2007) affirme que dans
une perspective de passage au régime de ciblage de l’inflation, les autorités monétaires
marocaines pratiquent d’ores et déjà une politique monétaire de facto de ciblage de
l’inflation.
Graphique 4
Variation annuelle du taux de change effectif nominal au Maroc
.10
.05
.00
-.05
-.10
-.15
-.20
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAMAR
37
En Tunisie, les autorités monétaires poursuivent une politique d’ancrage monétaire de M2
conjointement avec l’ancrage implicite du taux de change nominal multilatéral de 1986 à
fin 2004 (FMI, 2004 d et 2005 a). Il est important de noter que l’ancrage du taux de change
nominal est un semi-ancrage souple et modéré. À partir de 2005, l’ancrage parallèle du taux
de change a été abandonné en faveur d’un régime de change plus flexible (annexes 1, 2 et
3). Fanizza et Söderling (2006) mettent en exergue l’absence en pratique du ciblage de
l’ancrage nominal intermédiaire (officiellement la croissance de l’agrégat M2) en Tunisie
depuis le début des années 90. Selon ces auteurs, la politique monétaire de facto serait
basée sur une cible opérationnelle : le taux d’intérêt nominal à court terme. Neaime (2007)
soutient qu’implicitement, la politique de ciblage de l’inflation est déjà adoptée par la BCT.
Graphique 5
Variation annuelle du double ancrage du taux de change effectif
nominal et de la cible monétaire M2 en Tunisie
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86
88 90 92 94 96
98 00 02 04 06
DNEERATUN
DM2ATUN
38
Nous avons présenté la classification des différents types de régimes de politique monétaire
dans les quatre pays d’Agadir. Le type de régime monétaire informe sur la cible
intermédiaire de la politique monétaire. Or une présentation complète d’une politique
monétaire s’articule autour des fondements de la politique monétaire, à savoir : les
instruments opérationnels, les cibles intermédiaires et les objectifs finaux. C’est pour cette
raison qu’une présentation de fond des politiques monétaires menées dans les quatre pays
de l’accord d’Agadir est exposée dans la section qui suit. De même, le mécanisme de
transmission de la politique monétaire est brièvement traité.
Le mécanisme de transmission de la politique monétaire peut être défini comme le
processus qui permet de transmettre les changements de la politique monétaire aux
variables économiques fondamentales : l’inflation et la croissance (Taylor, 1995). Les
changements non anticipés de la politique monétaire constituent des chocs de politique
monétaire. Les travaux économétriques portant sur les mécanismes de transmission de la
politique monétaire ont mis l’accent sur deux cibles opérationnelles de la politique
monétaire : le taux d’intérêt à court terme et la base monétaire. Les mouvements de ces
variables reflètent les changements de la politique monétaire.
La littérature dénombre essentiellement trois types de canaux de transmission : le canal
monétaire, le canal crédit et le taux de change34. Le canal monétaire est mis en exergue par
l’école monétariste. Le courant Keynésien privilégie le canal crédit et le canal taux de
change. Le taux de change est considéré par la littérature comme le canal de transmission
dominant dans les économies émergentes (Dabla-Norris et Floerkemeier, 2006)35. Son
pouvoir de transmission dépend essentiellement du degré d’ouverture des économies36.
34 La littérature traitant du mécanisme de transmission de la politique monétaire et ses canaux est très dense.
Une classification plus détaillée des canaux de transmission de la politique monétaire distingue plusieurs
canaux : le taux d’intérêt, le canal monétaire, le canal crédit, la balance des paiements, les prix des actifs, le
taux de change et les anticipations.
35 Notamment les économies qui pratiquent des rattachements fixes du taux de change tels que la dollarisation
et le «currency board».
36 Contrairement au canal crédit bancaire qui ne peut être efficace dans la transmission de la politique
monétaire que sous deux conditions : 1) les autorités monétaires doivent être capables d’influencer les
liquidités des banques via les opérations d’«open market» ou d’autres instruments monétaires et 2)
l’inexistence de substituts parfaits aux crédits accordés par les banques. Par conséquent, la performance de ce
canal nécessite des conditions particulières de structure, de maturité et de régulation des marchés financiers.
39
2.3. Description des politiques monétaires des pays du groupe d’Agadir
2.3.1. Politique monétaire en Égypte
Les autorités monétaires égyptiennes ont longtemps été partagées entre l’objectif de
maîtrise de l’inflation et la gestion de la dette extérieure. La multiplicité des objectifs
poursuivis a entravé la conduite d’une politique monétaire indépendante et efficiente (Al-
Mashat et Billmeier, 2007). Le choix de l’ancrage de la livre au dollar témoigne de
l’importance accordée à l’objectif de la gestion de la dette. Pourtant, le régime d’ancrage au
dollar pendant plusieurs années a été coûteux pour l’Égypte : l’économie demeure très
exposée aux chocs exogènes, la croissance du PIB est insuffisante et la pauvreté progresse.
Sur le plan monétaire, l’ancrage de la livre égyptienne au dollar a non seulement amélioré
la crédibilité des autorités monétaires, mais aussi facilité la convergence du taux d’inflation
vers celui des États-Unis. Ce taux est passé de 25.8% en 1991 à 2.7% en 2002. Toutefois,
l’effet pervers de cet ancrage s’est traduit par une appréciation du taux de change effectif
réel par rapport aux monnaies européennes, altérant ainsi la compétitivité de l’économie
égyptienne.
C’est vers la fin de 1999 que l’idée de l’abandon de la politique d’ancrage du taux de
change en faveur d’une plus grande flexibilité du taux de change, sur un rythme progressif
et prudent, a émergé. Le FMI insistait sur la nécessité d’une dévaluation réelle de la devise
égyptienne afin d’améliorer la compétitivité des exportations, surtout à la suite des
dépréciations par rapport au USD des monnaies des principaux concurrents commerciaux.
En outre, les autorités monétaires estimaient que le contrôle récent de l’inflation
provoquerait une appréciation réelle de la monnaie égyptienne. Par conséquent, il fallait
contrecarrer toute appréciation possible.
La montée des tensions sur les territoires palestiniens en 2000 a eu un impact négatif sur la
croissance de toute la région du Moyen-Orient. À la fin de 2000, l’économie égyptienne
était en pleine crise économique. Les attentats de 2001 suivis par les guerres d’Afghanistan
et d’Irak ont enfoncé toute la région dans une récession économique. Entre 1997 et 2002,
l’Égypte a perdu le quart de ses réserves de change, indispensables à la défense de la parité
40
du rattachement fixe du taux de change. La réimposition des contrôles de change a
encouragé l’émergence d’un marché de change informel important.
Face à cette situation de crise, dans le cadre de la nouvelle orientation de la politique
économique, le 28 janvier 2003, la mise au flottement libre du taux de change a été
annoncée par les autorités monétaires égyptiennes. À la fin de cette année, la livre a perdu
33% de sa valeur et le taux de change a atteint 6.15 EGP/1 USD. Les autorités soulignent
que le passage au régime de change flottant permettrait au taux de change de jouer son rôle
d’instrument d’ajustement macroéconomique en cas de chocs exogènes. De plus, en raison
de son caractère volontaire, ce passage a attribué une forte crédibilité à la politique
monétaire qui l’accompagne37.
Les économistes du FMI (2005 b) approuvent cette décision et soulignent qu’elle s’inscrit
dans une perspective de mise en place de réformes structurelles et de stimulation de la
croissance économique. Cependant, ils affirment que le rôle de la Banque Centrale
d’Égypte (BCE) et son degré d’indépendance, les instruments monétaires adoptés et la
hiérarchie des nouveaux objectifs de la politique monétaire n’ont pas encore été clairement
spécifiés. Par ailleurs, depuis l’adoption du nouveau régime de change, le niveau de
dollarisation de l’économie a progressé (27.2% en avril 2003 contre 18.5% en 1997) et le
dollar continue à représenter une valeur refuge pour les agents économiques38.
À la suite d’une période d’incapacité de la BCE d’annoncer explicitement l’ancrage et
l’objectif final de la politique monétaire, en 2003, l’objectif final de jure de BCE est
clairement énoncé : maintenir la stabilité des prix (Al-Mashat et Billmeier, 2007). Cet
objectif est en harmonie avec le soutien de la croissance économique et la création de
37 Ce choix résulte d’une décision réfléchie par les autorités monétaires dans le cadre d’une nouvelle
orientation de politique économique ouverte et libérale, et non pas d’un abandon forcé du régime de change
suite à une crise de la balance des paiements. À titre d’exemple, pour faire face à la crise de la balance des
paiements, les autorités monétaires de l’Argentine ont été contraintes à rompre leur régime de «currency
board».
38 Il s’agit d’une dollarisation du marché et non pas d’une dollarisation politique officielle. La première
consiste en une coexistence entre le dollar et la monnaie domestique. Le dollar est surtout utilisé pour les
transactions commerciales. Quant à la dernière, elle impliquerait la substitution de la monnaie domestique par
le dollar à tous les niveaux de l’économie.
41
l’emploi. En accord avec le nouveau système de change flexible, la BCE a annoncé une
politique monétaire plus active dans la lutte contre l’inflation.
Officiellement, jusqu’à 2005, la croissance de l’agrégat monétaire M2 constitue la cible
intermédiaire de la politique monétaire (FMI, 2006 g). Néanmoins, en 2003, la BCE a
décidé de poursuivre également un objectif intermédiaire visant le freinage de la
dépréciation de la monnaie nationale et sa stabilisation.
Malgré
la poursuite d’une politique monétaire restrictive et
la baisse du
taux
d’accroissement de la monnaie en 2003, le taux d’inflation est passé de 2.7% en 2002 à
3.2% en 2003. Ce résultat pourrait être lié à deux facteurs. En premier lieu, la relation
monétariste entre l’offre de monnaie et les prix est rompue en Égypte. Toutefois, cette
affirmation est controversée. Kia (2004) ne trouve pas d’évidence d’une relation positive
significative entre l’offre de monnaie et les prix en Égypte. Il en déduit qu’en Égypte, une
politique monétaire restrictive ne peut pas avoir d’impact à long terme sur l’inflation. En
revanche Kandil et Mirzaie (2003) soulignent l’existence d’une relation monétariste entre
l’offre de monnaie et les prix en Égypte.
En deuxième lieu, les autorités monétaires égyptiennes affirment que cette hausse de
l’inflation est la conséquence de l’inflation importée provoquée par la dépréciation de la
monnaie égyptienne depuis la mise en flottement de la livre au début de 2003. Kia (2004)
confirme la dominance du phénomène de l’inflation importée en Égypte. En étudiant les
effets des chocs internes et externes, il arrive à la conclusion qu’à long terme, la
dépréciation de la monnaie domestique provoque une hausse des prix. Par conséquent,
depuis le changement radical de 2003, en Égypte, le pouvoir de transmission du canal taux
de change aux prix est mis en évidence.
En juin 2005, les autorités monétaires ont affirmé leur volonté d’engager une transition vers
un régime monétaire de ciblage de l’inflation à moyen terme. Les économistes du FMI
(2006 g) soutiennent cette décision et recommandent une accélération des réformes
42
préalables. À cet effet, selon le FMI (2006 b), l’Égypte est classé en tant que candidat
potentiel à l’adoption du ciblage de l’inflation à court terme (1 à 2 ans).
L’année 2005 marque un tournant important pour la politique monétaire en Égypte. Ainsi,
avant l’annonce de la transition vers une politique de ciblage de l’inflation en juin 2005, les
réserves monétaires représentaient la cible opérationnelle de la politique monétaire. Par la
suite, dans le cadre simultané du passage au flottement libre du taux de change en 2003 et
de la perspective de l’adoption à moyen terme du ciblage de l’inflation, le taux d’intérêt à
court terme a été adopté au titre d’instrument opérationnel de la politique monétaire. On
assiste dés lors à une plus grande flexibilité du taux d’intérêt à court terme et à un
accroissement des opérations sur le marché monétaire.
Les instruments de la politique monétaire de la BCE sont les suivants :
(cid:1)
Les réserves obligatoires : le taux est fixé à 14 % pour les dépôts en livre égyptienne
et à 10% pour les dépôts en devises étrangères. Les premières ne sont pas rémunérées par la
BCE, tandis que les réserves étrangères sont rémunérées au LIBOR.
(cid:1)
Le réescompte : les banques ont rarement recours à cet instrument en raison de son
taux élevé.
(cid:1)
Les opérations d’open market. Les appels d’offre ont été introduits en septembre
2002. dans le but d’ajuster les conditions du marché monétaire, les ponctions ont été mises
en place en 2004.
43
Mécanisme de transmission de la politique monétaire en Égypte
Peu de travaux ont traité du mécanisme de transmission de la politique monétaire en
Égypte. Le taux de change nominal demeure le canal dominant (Al-Mashat et Billmeier,
2007). Neaime (2007) met en évidence l’importance du taux de change nominal dans la
transmission des mouvements du taux d’intérêt à court terme aux prix. Les économistes du
FMI (2005 d) trouvent que les mouvements du taux de change sont transmis à l’indice des
prix de gros (WPI) avec un retard de 6 à 12 mois. Al-Mashat (2007) montre que 26% des
variations du taux de change nominal sont transmises à l’indice des prix à la consommation
(CPI) avec un retard de 12 mois. Par ailleurs, l’auteur souligne que les canaux monétaires
sont à l’origine de 90% des variations du WPI.
Le taux d’intérêt ne représente pas un canal effectif dans la transmission de la politique
monétaire en Égypte (Hassan, 2003). Toutefois, en ligne avec la transition vers une
politique monétaire de ciblage de l’inflation, la modernisation des instruments de la
politique monétaire a contribué à renforcer le canal taux d’intérêt à court terme (Al-Mashat
et Billmeier, 2007).
44
2.3.2. Politique monétaire en Jordanie
La politique monétaire en Jordanie a été marquée par deux phases. Une politique monétaire
basée sur l’interventionnisme et l’encadrement de l’État régnait jusqu’à 1989. À la suite de
la crise de la balance des paiements de 1989, qui s’est soldée par une dévaluation du dinar
jordanien de prés de 50% et par une chute des réserves de change à quelques semaines
d’importations, avec l’assistance du FMI, le premier programme d’ajustement structurel fut
lancé.
En se référant à la loi de 1971, les objectifs de la Banque Centrale de Jordanie (BCJ) se
résument à : maintenir la stabilité monétaire, assurer la convertibilité du dinar jordanien et
soutenir la croissance économique en accord avec la politique économique générale du
gouvernement.
L’agrégat monétaire M2 a représenté l’ancrage intermédiaire de la politique monétaire
jusqu’en octobre 1995. Cette politique d’ancrage était menée conjointement avec le
rattachement du taux de change par rapport à un panier monétaire. La base monétaire était
utilisée en tant que cible opérationnelle de la politique monétaire. Cette politique a été
conduite avec succès jusqu’à la fin de 1995. Toutefois, à cette période, la volatilité du
multiplicateur de la base monétaire s’est considérablement accrue. La situation s’est soldée
par des erreurs de prévisions significatives de la base monétaire estimée.
Par ailleurs, l’ancrage de l’agrégat monétaire était devenu insoutenable en raison de la forte
élasticité de substitution entre la monnaie domestique jordanienne et la monnaie étrangère39
(Bhattacharya, 2003), le dinar jordanien étant totalement convertible. D’une part, le
contrôle de la composante en devises étrangères de l’agrégat monétaire au sens large par les
autorités monétaires est difficile. D’autre part, une substitution de devises élevée engendre
une volatilité importante du taux de change nominal. Ces arguments ont plaidé en faveur du
régime monétaire d’ancrage intermédiaire du taux de change nominal en Jordanie.
39 Le dollar américain éventuellement.
45
La matrice des corrélations montre que l’agrégat monétaire M2 est fortement et
positivement corrélé avec l’indice des prix à la consommation (annexe 4). L’éventualité
d’une relation entre l’agrégat M2 et les prix peut être soutenue sur la période allant de 1997
à 2006 (graphique 6). Concernant la période antécédente, une rupture de la relation
monétariste entre l’offre de monnaie et les prix est notée. En dépit de la forte volatilité de
l’agrégat monétaire M2, les mouvements des prix ne suivent pas. De plus, le pic
inflationniste de 1989 n’est pas précédé par un accroissement de même ampleur de M2. Par
ailleurs, l’existence d’une relation monétariste en Jordanie n’est pas confirmée par le test de
Granger. Au sens de Granger, les prix causent M2 et non le contraire (voir annexe 6)40.
Graphique 6
Relation entre l'offre de monnaie et les prix en Jordanie
(variation annuelle)
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DM2AJOR
DCPIAJOR
40 Rappelons qu’au sens de Granger, une variable Y cause une variable X, si la prédictibilité de X est
améliorée lorsque l’information relative à Y est introduite dans l’analyse (Bourdonnais, 2003).
46
En octobre 1995, la Banque Centrale de Jordanie (BCJ) a pris des mesures radicales en
optant pour une nouvelle politique monétaire. La politique d’ancrage du taux de change par
rapport au dollar américain à une parité fixe de 0.709 JRD pour 1 USD a été adoptée. Le
nouvel objectif final ultime de stabilité monétaire de la BCJ possède deux volets : maîtriser
l’inflation et préserver la parité d’ancrage du taux de change par rapport au dollar tout en
maintenant les réserves de change à un niveau adéquat.
La nouvelle politique monétaire de la BCJ est officiellement axée sur la maîtrise de
l’inflation. Néanmoins, en pratique, son objectif majeur est probablement le maintien de
l’ancrage du dinar jordanien au dollar américain. L’objectif de la stabilité de la parité du
rattachement fixe au dollar revêt une importance particulière pour les autorités monétaires
jordaniennes, spécialement après l’épisode de la dépréciation profonde du dinar engendrée
par la crise de la balance des paiements.
Désormais, la cible intermédiaire est le rattachement du taux de change nominal unilatéral
par rapport au USD. L’ancrage du taux de change nominal est soutenu par les réserves de
change. Ces réserves sont relativement importantes (maintenues autour de 9 mois
d’importations)41. Cependant, compte tenu de l’écart d’inflation entre la Jordanie et les
États-Unis, l’adoption du régime de change d’ancrage du dinar jordanien par rapport au
USD a engendré une appréciation du dinar jordanien en termes réels et une perte de
compétitivité de la Jordanie relativement aux autres pays du Moyen-Orient (FEMISE, 2005
b). En 2006, en dépit d’une modeste appréciation du dinar en termes effectifs réels, la
Jordanie a amélioré sa compétitivité et ses parts de marché42. Les économistes du FMI
(2007 c) soulignent que le dinar jordanien ne présente pas de mésalignement et que le
rattachement du taux de change à titre d’ancrage nominal continue à être favorable à
l’économie jordanienne.
41 Toutefois, une chute des réserves de change à 5 mois d’importations a été constatée en 2006 (FMI, 2007 c).
42 La part de marché de la Jordanie dans les importations américaines est passée de 0.07% en 2000 à 1.36% en
2006 avec une croissance de 15% en 2006 (FMI, 2007 c). Cette hausse est notamment liée à l’accord de libre-
échange avec les États-Unis.
47
Dans le cadre de la nouvelle politique monétaire d’ancrage du taux de change par rapport
au USD, adoptée à la fin de 1995, la cible opérationnelle désignée est le taux d’intérêt à
court terme, plus précisément, le taux des certificats de dépôts (CD) à 3 mois. Dans ce
contexte, la BCJ a volontairement maintenu un écart entre les taux d’intérêt domestiques et
américains. En 2006, cet écart s’est stabilisé dans un intervalle de 11/2-2 en pourcentage.
Les économistes du FMI (2007 a) soulignent que le maintien du «spread» par rapport aux
taux d’intérêt américains a renforcé la confiance dans le dinar jordanien. En dépit de sa
convertibilité totale, le ratio de dollarisation s’est stabilisé autour de 27% des dépôts en
2006.
Dans le but d’orienter la demande du dinar jordanien relativement au USD, la BCJ
influence les taux d’intérêt créditeurs et débiteurs des banques via le ciblage du taux
d’intérêt à court terme. Cette ligne d’action lui permet de veiller fermement au maintien de
la parité de l’ancrage du JRD par rapport au USD. Par conséquent, sachant que la BCJ
n’intervient pas directement sur le marché des changes, le succès de la conduite de la
politique monétaire en Jordanie repose sur la capacité de transmission de la cible
opérationnelle de la BCJ (CD à 3 mois) aux taux d’intérêt des banques (Poddar et al.,
2006)43.
Paradoxalement, Neaime (2007) souligne que la politique monétaire de la Jordanie est
inefficiente en raison de l’ancrage du taux de change fixe JRD/USD. Ainsi, l’auteur
remarque que le taux d’intérêt à court terme ne répond pas à un éventuel choc de change.
La facilité de dépôt de 24 h a été introduite en mars 1998. Cet instrument permet à la BCJ
de gérer les liquidités sur une base quotidienne. Il représente également la borne inférieure
du taux interbancaire. Son taux est ajusté en fonction des taux américains depuis 2000.
Les réserves de change jouent le rôle d’instrument d’absorption des effets des chocs. En
2003, les réserves de change ont atteint un niveau record permettant ainsi de prémunir
43 Vérifiant la relation de contrôlabilité exercée par le taux des CD à 3mois sur les taux créditeurs et débiteurs
des banques, par une simple régression, Poddar et al. (2006) trouvent que les taux des dépôts répondent plus
sensiblement aux variations du taux des CD à 3 mois que les taux emprunteurs.
48
l’économie contre les effets des chocs. Par ailleurs, dans le but d’alléger les pressions sur la
monnaie jordanienne, les autorités monétaires ont recours aux ajustements par les taux
d’intérêt. En dépit de l’appréciation du dollar entre 2002 et 2003, l’économie jordanienne a
réussi à préserver sa compétitivité en partie grâce à la flexibilité du marché de l’emploi44.
De nombreux travaux {Choudhri et al. (2002), Borensztein et De Gregorio (1999),
Leiderman et al. (2006), Edwards (2006) et Boughrara (2007)} mettent l’accent sur le
pouvoir de transmission des variations du taux de change nominal aux prix, notamment
dans les économies émergentes et largement ouvertes45. Sous la condition de contrôlabilité
du taux de change nominal par l’instrument opérationnel de la politique monétaire, la forte
sensibilité des prix aux fluctuations du taux de change nominal constitue un lien important
dans le processus de transmission de la politique monétaire. En d’autres termes, lorsque le
taux de change nominal permet de véhiculer l’orientation désirée de la politique monétaire
aux prix, évaluer le pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix revient à
étudier le processus de transmission de la politique monétaire allant de la manipulation des
instruments opérationnels, passant par le canal de transmission «taux de change nominal»
et influençant les prix.
Dans ce qui suit, une analyse descriptive de la relation de contrôlabilité et de causalité du
taux de change nominal par les instruments opérationnels de la politique monétaire en
Jordanie est présentée46.
44 Notamment à travers l’émigration.
45 Borensztein et De Gregorio (1999) arrivent à la conclusion que le degré de transmission du taux de change
nominal aux prix est significativement plus faible dans les pays développés que dans les économies
émergentes. Ils trouvent que dans ces dernières, une dévaluation nominale est transmise à l’inflation à raison
de 30% au bout d’un an et de 60% au bout de deux ans.
46 Le mécanisme de transmission de la politique monétaire via le canal taux de change nominal n’a pas été
traité dans le cas de l’Égypte en raison de son faible degré d’ouverture (65% en 2006, tableau 2).
49
Mécanisme de transmission de la politique monétaire en Jordanie
Petite économie ouverte, largement exposée aux chocs, la Jordanie affronte des défis
majeurs dans la conduite de sa politique monétaire. L’identification du processus de
transmission de la politique monétaire ainsi que des différents canaux de transmission est
essentiel pour cette conduite.
Paradoxalement, Poddar et al. (2006) concluent que les mouvements de la cible
opérationnelle (taux des CD à 3 mois) n’arrivent pas à influencer la production réelle.
Neaime (2007) affirme que le taux de change nominal et le taux d’intérêt à court terme ne
représentent pas des canaux de transmission de la politique monétaire.
Le taux de change effectif nominal fluctue en Jordanie. De plus, la Jordanie est une
économie complètement ouverte (son ration d’ouverture est de 112% en 2006, tableau 2).
D’où, il est intéressant d’étudier la capacité du taux de change nominal à transmettre la
politique monétaire. Afin de jouer le rôle de canal de transmission, le taux de change
nominal doit être contrôlable par les instruments opérationnels de la politique monétaire.
La corrélation du taux de change nominal avec le taux d’intérêt de court terme est négative
et faible. Elle est négative et élevée avec la base monétaire (annexe 4). Ces relations sont
corroborées par les graphiques 7 et 8.
La base monétaire et le taux de change nominal fluctuent dans le sens inverse. Toutefois, la
base monétaire ne semble pas en mesure de largement influencer le canal taux de change
nominal. Les fortes variations ponctuelles de la base monétaire n’entraînent pas de
mouvements importants du taux de change nominal. De plus, selon le test de causalité de
Granger, la base monétaire ne cause pas le taux de change effectif nominal (annexe 6). Par
conséquent, en Jordanie, le lien entre la base monétaire et le taux de change nominal ne
forme pas le premier brin du processus de transmission de la politique monétaire.
50
Graphique 7
Variation annuelle de la base monétaire et du taux de
change effectif nominal en Jordanie
.6
.4
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DBASEAJOR
DNEERAJOR
51
En dépit des mouvements du TMM, libéralisés à la fin des années 90, la faible volatilité du
taux de change effectif nominal montre l’absence d’une relation de contrôle ou de causalité
possible entre les deux variables. Au sens de Granger, il n’existe aucune relation de
causalité entre les deux variables (annexe 6).
Graphique 8
Variation annuelle du TMM et du taux de change effectif
nominal en Jordanie
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
3
2
1
0
-1
-2
-3
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DTMMAJOR
DNEERAJOR
En résumé, l’éventualité d’une relation de contrôlabilité du taux de change nominal par la
base monétaire ou par le TMM en Jordanie n’est pas mise en évidence. D’où, le taux de
change nominal ne constitue pas un canal performant de transmission de la politique
monétaire.
52
2.3.3. Politique monétaire au Maroc
Les statuts de Bank al Maghrib (BAM)47 ne prévoient pas son indépendance vis-à-vis du
Trésor (FEMISE, 2004). En 1993, une loi bancaire a été promulguée dans le but de limiter
l’indépendance des autorités monétaires en subordonnant les prises de décisions de la BAM
aux organes consultatifs suivants :
● Le Conseil national de la monnaie et de l’épargne (CNME). Il donne son avis sur les
orientations et les moyens de mise en œuvre de la politique monétaire.
● Le Conseil des établissements de crédit (CEC). Il est consulté pour les aspects techniques
des instruments monétaires.
La hiérarchisation des objectifs finaux et des cibles intermédiaires de la politique monétaire
de Bank al Maghrib n’est pas formellement spécifiée. Des doutes planaient concernant le
caractère officieux de l’objectif de maîtrise de l’inflation. Il apparaissait que les autorités
monétaires marocaines poursuivaient une stratégie de ciblage monétaire en annonçant
comme principal objectif opérationnel une norme de croissance de l’agrégat M1 (fixée dans
une fourchette de 6-7%). Bien que l’objectif officiel des autorités monétaires était la
stabilité de la monnaie, officieusement, la stabilité des prix figurait comme objectif
prioritaire de la BAM.
Les nouveaux statuts de la BAM, promulgués au début de 2006, stipulent clairement que la
stabilité des prix est la mission fondamentale de la BAM.
Les classifications du FMI (2004 d, 2005 a et 2006 d) mettent en exergue le ciblage
intermédiaire du taux de change nominal par rapport à un panier monétaire. En 2001, les
autorités monétaires ont modifié la composition du panier en limitant ses composantes à
l’euro et au USD. Les poids attribués sont respectivement de 80% et 20% (FMI, 2007 g)48.
47 Bank al Maghrib (BAM) est la Banque Centrale du Maroc.
48 La dominance de l’euro dans le panier monétaire reflète l’importance de l’UE en tant que partenaire
commercial du Maroc. Par ailleurs, la progression de la part de la dette extérieure libellée en USD (autour de
60%) nécessite d’attribuer un poids non négligeable à la monnaie américaine.
53
Paradoxalement, aucun support officiel n’indique que la responsabilité de la politique de
change incombe à la BAM.
En privilégiant le contrôle strict des mouvements des capitaux et une politique d’ancrage du
taux de change, le Maroc a choisi une combinaison permettant d’éviter une contrainte
extérieure pesante sur sa gestion macroéconomique. La politique de rattachement du taux
de change par rapport à un panier monétaire persiste à être une politique monétaire
appropriée pour l’économie marocaine. Cependant, à terme, les autorités monétaires
envisagent la transition vers un régime de change plus flexible et une politique de ciblage
de l’inflation49 (FMI, 2007 g). À ce sujet, le FMI (2006 b) classe le Maroc en tant que
candidat potentiel à l’adoption du ciblage de l’inflation à moyen terme (entre 3 et 5 ans).
Au Maroc, la cible opérationnelle de la politique monétaire est la base monétaire.
L’orientation de la BAM est de maintenir des taux d’intérêt bas en vue de relancer
l’investissement. Toutefois, il y a un risque de conflits d’objectifs entre le maintien de taux
d’intérêt bas et la maîtrise de l’inflation.
Depuis les réformes structurelles engagées au Maroc en 1983, le marché monétaire a connu
un nouvel essor. Ainsi, en 1988 le marché monétaire a été ouvert à l’ensemble des
institutions financières. L’accès à ce marché couvre les entreprises publiques et privées, les
personnes physiques et les non-résidents à compter de 1995.
Avant la réforme de 1995, le système de refinancement des banques par Bank al Maghrib
(BAM) était très administré et laissait peu de place aux interventions sur le marché
monétaire. À partir de juin 1995, la BAM a abandonné son outil d’encadrement du crédit en
faveur des opérations d’open market. De nouvelles techniques de refinancement des
banques auprès de la BAM ont été introduites. Ces techniques regroupent les appels d’offre
hebdomadaires, les prises de pension à 5 jours et les avances sur 24h.
49 À cet effet, en collaboration avec le FMI, les autorités monétaires marocaines ont organisé un séminaire sur
le ciblage de l’inflation dans les économies émergentes en avril 2007 (FMI, 2006 f et 2007 e).
54
La BAM a la latitude de faire varier le taux des réserves obligatoires dans une limite
maximale de 25% des dépôts à vue et de 10% des dépôts à terme.
En dépit d’une certaine similitude entre les régimes de politique monétaire en Tunisie et au
Maroc (notamment le rattachement au FRF jusqu’au début des années 80 et l’ancrage
intermédiaire du taux de change par rapport à un panier monétaire par la suite), il apparaît
que la BAM est incapable de maîtriser l’inflation aussi bien que la Banque Centrale de
Tunisie. Dropsy et Grand (2004) constatent que sur la période 1960-2004, l’inflation est
plus persistante et volatile au Maroc qu’en Tunisie. L’impact inflationniste des chocs est
temporaire pour la Tunisie et persistant pour le Maroc. Cette situation est due aux facteurs
suivants.
En premier lieu, l’économie marocaine est plus exposée aux chocs exogènes (chocs du prix
du pétrole et chocs d’offre réelle dus aux désastres climatiques notamment la sécheresse50)
et endogènes. La vulnérabilité de l’économie marocaine aux chocs semble avoir été mieux
maîtrisée en 2005. En effet, l’économie marocaine a été affectée principalement par un
choc d’offre réelle (dû à la baisse de la production agricole en raison de la faible
pluviométrie), un choc de demande réelle étrangère (lié au démantèlement des accords
préférentiels avec l’UE sur le textile) et un choc énergétique (hausse du prix de pétrole).
Pourtant, le taux de croissance du PIB non agricole a dépassé les 5% et l’inflation s’est
maintenue à un faible niveau (FMI, 2006 f). D’ailleurs, en estimant un modèle VAR de
l’économie marocaine, Ziky et Mansouri (2003) trouvent que les chocs de demande
étrangère n’entraînent pas d’effets significatifs sur les variables économiques marocaines51.
En revanche, les auteurs remarquent que les effets des chocs de termes d’échange sont
considérables sur toutes les variables endogènes52.
50 Ces performances s’expliquent par le rôle important de l’agriculture dans l’économie marocaine. Malgré sa
faible contribution dans le PIB (16%), 44% de la population active est employée dans l’agriculture.
51 Ce résultat surprenant est confirmé par tous les outils d’analyse : les statistiques F, les fonctions de réponse
des chocs et la technique de la décomposition de la variance.
52 Cette vulnérabilité de l’économie marocaine aux changements des termes d’échange est accentuée par la
concentration des exportations marocaines sur un nombre limité de produits mais aussi sur une zone
géographique spécifique (UE).
55
En deuxième lieu, le faible degré d’indépendance de la BAM par rapport au système
bancaire ne lui procure pas beaucoup de moyens pour agir contre l’inflation (la BAM
continue à détenir des parts dans plusieurs banques marocaines).
56
Mécanisme de transmission de la Politique monétaire au Maroc
Au Maroc, le canal monétaire ne semble pas avoir la capacité de transmettre les
changements de la politique monétaire aux variables économiques fondamentales. Ce
résultat peut être dû au faible contrôle exercé par la BAM sur les agrégats monétaires (canal
monétaire), notamment en raison de la faible indépendance de la BAM par rapport au
système bancaire. Par conséquent, les autorités monétaires marocaines ne peuvent pas
adopter une stratégie d’objectif intermédiaire de ciblage de M2 sans mettre en place des
réformes du système financier au préalable. Le canal crédit ne transmet pas les chocs
monétaires à l’économie réelle marocaine. Ce résultat peut être attribué à une mauvaise
orientation des crédits à des secteurs supposés prioritaires.
Le canal taux de change joue un rôle important dans la transmission des chocs monétaires à
l’économie réelle marocaine soit directement (effet direct sur le PIB réel) soit indirectement
à travers les prix. Neaime (2007) souligne qu’au Maroc, le taux de change nominal est un
canal de transmission effectif des changements de la politique monétaire (variations du taux
d’intérêt) aux prix et à la production. Néanmoins, Boughrara (2003) note que le sens de la
variation de la production réelle est contradictoire avec la théorie économique. En se
référant aux hypothèses, l’existence du canal taux de change ne peut être confirmée que
sous deux conditions : 1) le choc monétaire résulte en une appréciation de la devise
domestique; et 2) cette appréciation génère un déclin de la production réelle et des prix53.
Or, la production réelle marocaine affiche une hausse. Ce résultat peut être lié au régime de
rattachement fixe du taux de change par rapport à un panier monétaire. Il est important de
souligner que sous un régime de change fixe, le canal taux de change peut être actif, mais à
l’image de l’expérience marocaine, ses effets sur l’économie réelle peuvent être
transformés.
53 Le choc monétaire en question est un choc de demande de monnaie.
57
2.3.4. Politique monétaire en Tunisie
Objectifs et cibles
À l’aube de la crise de la balance des paiements qui a touché l’économie tunisienne en
1986, le plan d’ajustement structurel (PAS) a été lancé sous l’égide du FMI54. Dans le cadre
du PAS, l’accent a été mis sur la réforme du secteur financier. Cette réforme inclut
notamment la libéralisation progressive du taux d’intérêt et la transition vers les
instruments monétaires indirects basés sur le marché. Dés lors, le taux d’intérêt est devenu
un instrument privilégié dans la mobilisation de l’épargne et l’allocation optimale des
ressources55.
Dans le but d’atteindre les objectifs des réformes du PAS, la Banque Centrale de Tunisie
(BCT) poursuit une politique monétaire d’ancrage monétaire. Elle vise à préserver la valeur
de la monnaie en maîtrisant le taux d’inflation à un niveau proche de celui observé dans les
pays partenaires et concurrents. En dépit du fait que les textes officiels ne stipulent pas
explicitement que la stabilité des prix figure comme l’objectif prioritaire de la politique
monétaire, la BCT oriente ses actions vers la réalisation de cet objectif.
La responsabilité
institutionnelle de
la politique de change n’est pas spécifiée.
Officiellement, il incombe à la BCT de nombreuses missions : soutenir la politique
économique du gouvernement, défendre la valeur interne et externe de la monnaie et
maintenir sa stabilité.
54 Le principe fondamental du PAS consiste à guider l’économie tunisienne d’une économie administrée à une
économie ouverte et libéralisée où les forces du marché substituent les interventions des autorités
gouvernementales. Les objectifs majeurs du PAS s’articulent autour de la maîtrise de l’inflation, de la
libéralisation graduelle des taux d’intérêt afin de relancer l’activité économique (les taux d’intérêt réels ayant
atteint des valeurs négatives), de l’amélioration de la supervision bancaire et de la conduite de la politique
monétaire par le biais d’instruments monétaires indirects basés sur le marché. Il est important de noter que la
Tunisie est le seul pays au monde à avoir sollicité l’appui des instituions financières internationales pour
mettre en œuvre le PAS, alors qu’il n’avait pas besoin de rééchelonner sa dette extérieure.
55 Le taux du marché monétaire (TMM) constitue une référence pour les banques dans la détermination de
leurs taux d’intérêt.
58
L’objectif intermédiaire, retenu depuis 1987, consiste à corréler la croissance de la masse
monétaire avec celle de l’activité économique. L’ancrage nominal choisi est l’agrégat
monétaire M256. Une déviation de la croissance de M2 de la valeur-cible de référence est
interprétée comme un risque de perturbation de la stabilité des prix. En 2002, la BCT a fixé
la croissance appropriée de M2 à 2% au dessous de la croissance du PIB nominal57. À partir
de 2005, la cible intermédiaire officielle est devenue la croissance de l’agrégat monétaire
M3.
Les autorités monétaires tunisiennes accordent une attention particulière à un ensemble
d’indicateurs tel que le niveau des réserves de change et le taux d’inflation mensuel.
Cependant, l’agrégat monétaire M2 représente le pilier de la politique monétaire. Les
prévisions focalisent sur la détermination de la croissance de M2, compatible avec les
anticipations de la croissance réelle, de l’inflation, des taux d’intérêt et des balances des
comptes extérieurs. Sur la base des prévisions de la croissance de M2, une estimation des
montants des crédits accordés est réalisée58.
L’ancrage intermédiaire de M2 constitue une cible «relais» entre la base monétaire, cible
opérationnelle de la politique monétaire, et l’objectif final de maîtrise de l’inflation59. La
BCT préfère exercer un contrôle sur la cible monétaire M2 à travers la base monétaire.
Toutefois, il arrive occasionnellement aux autorités monétaires d’influencer la masse
monétaire par le taux d’intérêt à court terme.
56 L’agrégat monétaire M2, appelé également masse monétaire au sens strict, est obtenu à partir de la somme
entre la quasi-monnaie et l’agrégat M1. Définissons brièvement les différents agrégats monétaires :
• M1, ou encaisses monétaires, est l’ensemble de la monnaie fiduciaire (pièces et billets en circulation)
et de la monnaie scripturale (dépôts à vue).
• La quasi-monnaie regroupe les dépôts à terme, les dépôts en devises ou en dinar convertible (des
résidents et non résidents), les certificats de dépôts et les autres produits d’épargne.
• La masse monétaire M3 se compose de la masse monétaire M2, des épargnes logement, des projets
et investissements ainsi que des emprunts obligataires du système financier.
• L'agrégat M4 englobe la masse monétaire M3, les titres de l'État auprès du public (emprunt national,
bons d'équipement et bons du Trésor cessibles) et les billets de trésorerie.
57 Néanmoins, cette règle n’est pas respectée en pratique (graphique 9).
58 Rappelons que l’offre de monnaie obéit à un mécanisme de monétisation des crédits accordés.
59 La base monétaire peut être définie comme la somme entre la monnaie en circulation (billets et pièces) et
les réserves détenues par le système bancaire.
59
Graphique 960
En 2006, la BCT spécifie clairement que la base monétaire est l’instrument opérationnel
officiel de la politique monétaire. Dans cette perspective, le contrôle des conditions
monétaires s’exerce à travers une approche quantitative en agissant sur la base monétaire
via les instruments monétaires indirects, essentiellement les réserves obligatoires, le
réescompte et les interventions sur le marché monétaire.
Afin d’éponger les excès de liquidités du système bancaire, en 1989, la BCT a activé
l’instrument des réserves obligatoires en les fixant à 2% des dépôts des banques. En 2002,
en vue de permettre aux banques d’assurer une plus grande stabilité de leurs ressources
monétaires, ce taux uniforme a été substitué par une panoplie de taux selon la nature des
dépôts61.
60 Il est important de noter que le PIB nominal du graphique 6 correspond à l’indice de production
industrielle. Ce choix est dû à l’absence de données mensuelles sur le PIB nominal de la Tunisie.
61 Consulter à ce sujet la circulaire aux banques no.2002-05 du 6 mai 2002 de la BCT.
60
Le réescompte, technique de refinancement des banques auprès de la BCT, a été très actif
jusqu’en 1996, date à laquelle il a été supprimé dans le but de concentrer les échanges des
liquidités des banques dans le cadre du marché monétaire62.
Les techniques d’open market ont été introduites sur le marché monétaire en 2003. La
première opération a été initiée par la BCT le 29 avril 2003. Ce nouvel instrument de
régularisation du niveau global de liquidité bancaire a favorisé le développement d’un
marché secondaire de titres publics. La régulation du marché monétaire est assurée par la
BCT. Elle y intervient pour injecter ou éponger les liquidités, et ce sous diverses formes
d’opérations d’open market : appels d’offre, prises de pension de 1 à 7 jours, opérations
ponctuelles (24 h) et pension de bons de trésor à 3mois.
• Le système d’appels d’offres hebdomadaires : cette technique constitue la source
principale de refinancement des banques. Elle définit les conditions auxquelles les banques
peuvent se procurer des liquidités auprès de la BCT et s’opère à l’initiative de cette dernière
avec une fréquence hebdomadaire.
• Les prises de pension de fin de journée de 1 à 7 jours : elles permettent d’accroître les
liquidités des banques ainsi que la quantité de monnaie en circulation63.
● Les pensions de bons de trésor à trois mois : dans le but de compléter ses moyens
d’intervention sur le marché monétaire, en novembre 2001, la BCT a mis en place la
première opération de prise de pension de bons de trésor à 3 mois par voie d’appel d’offre
mensuel. Cet instrument permet à la BCT d’avoir un taux d’intérêt à trois mois et contribue
à la hiérarchisation des taux d’intérêt du marché monétaire.
● Les opérations ponctuelles : elles revêtent la forme de pensions de titres ou d’effets. Elles
permettent de régler les liquidités du marché et d’orienter le taux du marché monétaire.
En outre, afin d’enrichir la panoplie des produits financiers et d’améliorer la liquidité des
marchés, un nouvel instrument a été introduit. Il s’agit de la pension livrée64.
62 Le taux mensuel moyen du marché monétaire (TMM) a remplacé le taux d’intérêt du réescompte à titre de
taux directeur.
63 Jusqu’à fin 2001, les banques ne pouvaient bénéficier de pension que pour des durées de 7 jours. En vertu
de la circulaire aux banques no.2001-18 du 28 décembre 2001, dans le but d’aider les banques à mieux gérer
leur trésorerie, la BCT leur accorde le choix de la durée de la pension de fin de journée entre 1 et 7 jours.
61
Ce nouveau dispositif s’articule autour du marché monétaire. Il est donc pertinent de mettre
en lumière le rôle du taux du marché monétaire (TMM). C’est pourquoi, un aperçu de
l’évolution du marché monétaire depuis 1986 est présenté.
Aperçu de l’évolution du marché monétaire en Tunisie depuis 1986
Cet aperçu porte sur la période allant du lancement du PAS en 1986 jusqu’à 2006. Cette
période peut être scindée en deux phases : une première phase entre 1986 et 1991; et une
deuxième phase qui s’étend de 1992 jusqu’à 2006. La première correspond à une phase de
croissance du TMM avec une volatilité modérée. La deuxième se caractérise par une baisse
progressive et en palier du TMM (graphique 10). Les deux phases sont analysées en tenant
compte de l’interaction entre le TMM, la base monétaire et la cible monétaire M2.
Evolution du TMM en Tunisie
Graphique 10
12
11
10
9
8
7
6
5
1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005
TMMTUN
64 La pension livrée est définie comme une opération d’achat à terme de valeurs mobilières et d’effets de
commerce. Le prix et la date de la transaction sont fixés d’avance lors de la conclusion de l’achat (loi
no.2003-49 parue au Journal Officiel de la République Tunisienne no.51 du 27 juin 2003).
62
1ère phase : 1986-1991 : La mise en place du nouveau cadre de la politique monétaire
Cette phase a été marquée par la mise en place des techniques d’appel d’offre et de
réescompte. Durant cette phase, l’excès de liquidité a entraîné une déviation de la
croissance de la masse monétaire des objectifs fixés. Le TMM s’est comporté comme une
variable administrée et fictive, déconnectée de la réalité et ne reflétant pas l’état du marché
monétaire. En revanche, les mouvements de la base monétaire semblent influencer ceux de
la cible M2.
Variations annuelles de la base monétaire, de la cible
monétaire M2 et du TMM en Tunisie (1986-1991)
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
DBASEATUN
DM2ATUN
DTMMATUN
4
3
2
1
0
-1
-2
63
À la fin de la période, les autorités monétaires ont réussi à maîtriser le dérapage de la cible
M2. Ce résultat a été atteint grâce à des techniques restrictives qui ont permis d’éponger le
surplus de liquidités. Il s’agit essentiellement de la suppression des opérations d’appel
d’offre, de la fermeture du guichet du réescompte et de la réactivation des réserves
obligatoires, renforcée par des réserves additionnelles. Ainsi, la croissance de la masse
monétaire a été conforme aux objectifs fixés et le TMM a été maintenu à des nivaux élevés
comparables à ceux de la prise en pension65. Durant cette période, le TMM nominal a
atteint son niveau le plus élevé depuis le lancement du PAS (il s’est stabilisé autour de
11,81%).
2ème phase : 1992-2006 : La priorité à la stabilité financière
Durant cette période, la BCT a intervenu en faveur des banques afin de faciliter la mise en
place de la nouvelle réglementation prudentielle. La stabilisation financière était considérée
comme une orientation prioritaire. Les mouvements du TMM nominal ont été maîtrisés et
ce dernier a été baissé graduellement (on observe deux paliers de TMM autour de 9% et
6,75%). En dépit de ces actions, la situation s’est soldée par la réapparition d’un excès de
liquidités : en moyenne, le marché monétaire s’est caractérisé par une offre de monnaie
excédentaire.
Le dérapage par rapport à la cible monétaire résulte du fait que la BCT ait été tiraillée entre
la réalisation de ses objectifs de politique monétaire et le soutien de la stabilisation
financière. Selon Boughrara et Smida (2002), l’estimation de la fonction de réaction de la
BCT ressort qu’elle ne tient pas toujours compte de l’écart entre la croissance réalisée et
prévue de M2. De plus, les actions menées dans le but d’ajuster les dérapages ont
généralement été accomplies avec retard.
65 Il est à noter que le taux de la prise en pension et le taux de l’appel d’offre représentent respectivement la
borne supérieure et la borne inférieure du TMM.
64
Certes, au cours de cette période l’accent a été mis sur l’objectif de stabilité financière.
Toutefois, outre la politique monétaire restrictive, la politique de restriction sur les
mouvements des capitaux a favorisé cette orientation prioritaire en permettant à la BCT de
focaliser sur l’environnement économique interne.
Variations annuelles de la base monétaire, de la cible
monétaire M2 et du TMM en Tunisie (1992-2006)
1
0
-1
-2
-3
.6
.4
.2
.0
-.2
-.4
92
94
96
98
00
02
04
06
DBASEATUN
DM2ATUN
DTMMATUN
À partir du début du 21ème siècle, la BCT a relâché sa politique monétaire restrictive. En
effet, dés 2000, en vue de relancer l’activité économique, la BCT a assoupli sa politique
monétaire et tolère certains dérapages monétaires. Ainsi, le TMM a baissé progressivement
pour se stabiliser autour de 5% en termes nominaux. Le TMM réel a été maintenu positif
dans la majorité des cas (proche de 3,9% à la fin de 2004).
65
En 2003, conformément aux objectifs, la croissance de la monnaie et du crédit a été
inférieure à celle du PIB. En effet, le PIB nominal et l’agrégat M3 ont progressé
respectivement de 7,9% et 6,3%66. Toutefois, en se référant à la règle de 2% au dessous de
la croissance du PIB nominal, un léger dérapage monétaire peut être noté. L’accélération de
l’accroissement de la croissance de M3 (M3 a augmenté de 5,2% en 2002 et de 6,3% en
2003) est attribuée au rythme de progression de la masse monétaire M2 qui est passée de
3,9% en 2002 à 7,1% en 2003.
Globalement, l’activité du marché monétaire (marché interbancaire et marché des
certificats de dépôts et des bons de trésor) reste faible. Cet état s’explique par la dominance
des liquidités facilement fournies par la BCT et la rigidité du taux d’intérêt.
En général, cette décennie a été principalement marquée par une décroissance progressive
et graduelle en palier du TMM. Il n’y a pas d’évidence d’une relation entre les variations du
TMM et celles de la cible M2. En revanche, il apparaît clairement que les fluctuations de la
cible monétaire suivent celles de la base monétaire. À ce stade, nous sommes amenés à
souligner que c’est la base monétaire et non pas le TMM qui joue réellement le rôle
d’instrument opérationnelle de la politique monétaire en Tunisie. Néanmoins, cette
question sera étudiée ultérieurement dans le cadre de notre étude empirique.
66 Il est à noter qu’en 2003, au titre d’objectif intermédiaire, la BCT a choisi de cibler M3 au lieu de M2.
66
Depuis deux décennies, la conduite de la politique monétaire en Tunisie a connu des
changements profonds. Le double objectif ultime de la politique monétaire de la BCT est
clairement recentré autour d’une inflation minimale et de la stabilité du taux de change réel.
Ce dernier objectif est réalisé par la poursuite de la règle du taux de change effectif réel
constant.
La règle du taux de change effectif réel constant (TCERC) ou ancrage de la
compétitivité
Dans le cadre du PAS, lancé en 1987, la mission de la BCT est de veiller sur la valeur
interne et externe de la monnaie. Dans ce sens, parallèlement à la fixation de l’objectif de
maîtrise de l’inflation, les autorités monétaires ont instauré la règle du taux de change
effectif réel constant (TCERC) afin de préserver la compétitivité de la Tunisie. Jusqu’à la
fin des années 90, la BCT appliquait rigoureusement la règle du TCERC, tout en la
combinant avec une forte discipline monétaire et fiscale et un contrôle des flux des
capitaux.
Durant toute la période où la BCT suivait cette règle, l’économie tunisienne a été
florissante. La croissance moyenne s’élève à 7,32% et l’inflation est passée de plus de 5%
au début des années 90 (8,2% en 1991) à une moyenne de 2,78% entre 2000 et 2004.
Le respect de la règle du TCERC a conduit les autorités monétaires tunisiennes à ajuster
périodiquement le taux de change nominal. Cela implique qu’elles ne permettent pas au
taux de change réel de contribuer à l’absorption des effets des chocs exogènes et
endogènes. Ce choix reflète la volonté des autorités monétaires d’absorber les mouvements
des prix domestiques par le taux de change nominal en vue de maintenir la stabilité du taux
de change réel et de préserver la compétitivité de la Tunisie. Cette ligne d’action est
confirmée par les résultats de Boughrara (2003)67. Dans la mesure où le taux de change
67 L’auteur trouve qu’en réponse aux chocs de demande monétaire, le dinar tunisien réagit par une
appréciation réelle temporaire. Ensuite, le taux de change réel retourne rapidement à son niveau initial.
67
nominal constitue l’outil d’ajustement des effets des chocs, il ne peut donc pas être utilisé
en tant qu’ancrage intermédiaire de la politique monétaire.
Graphique 1168
Variation annuelle du taux de change nominal (1TND/euro)
et du taux de change effectif réel en Tunisie
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEREURO
DREERTUN
À la fin de 1999, la situation semble s’inverser : la poursuite de la règle du TCERC est
relâchée et les fluctuations du taux de change nominal sont moins volatiles (graphique 11).
Cette volonté de tempérer les réponses du taux de change nominal aux chocs exogènes
affectant l’économie tunisienne résulte du principe de la «peur du flottement» (Calvo et
Reinhart, 2000).
68 Nous avons choisi d’illustrer le taux de change nominal par rapport à l’euro en raison du poids du
partenariat commercial de la Tunisie avec l’UE (79,5% du commerce extérieur total de la Tunisie).
68
Mécanisme de transmission de la politique monétaire en Tunisie
Étant donné que l’économie tunisienne se caractérise par un degré élevé d’ouverture (le
ratio d’ouverture, calculé par le ratio des importations et des exportations par rapport au
PIB, avoisine 98%. Voir tableau 2), il est présumé que le taux de change joue un rôle
déterminant dans le mécanisme de transmission de la politique monétaire, particulièrement
avec la transition graduelle vers le flottement libre du taux de change et la politique de
ciblage de l’inflation.
Dans le but d’étudier la transmission des changements de la politique monétaire en Tunisie,
Boughrara (2003) construit un VAR incluant deux variables représentant l’objectif final de
la politique monétaire (la production réelle et les prix), les différentes variables de
transmission : le taux de change, le crédit accordé au secteur privé et une large mesure de
l’offre de monnaie (canal monétaire), et la base monétaire au titre de l’instrument
opérationnel. Les résultats de l’auteur montrent que :
● Le canal monétaire (large mesure de la monnaie) fonctionne en Tunisie. Les changements
de la base monétaire (choc de politique monétaire) résultent en 20% de la variance du canal
monétaire. Pourtant, dans une série de contributions, Boughrara (2002 a et 2007) montre
que le canal «offre de monnaie» n’est pas parfaitement contrôlable par les autorités
monétaires tunisiennes. Par ailleurs, l’offre de monnaie explique 15% de la variance des
prix et 32% de la variance du PIB réel. En d’autres termes, via le canal monétaire, les effets
des chocs de politique monétaire sont transmis à l’économie réelle.
● Le canal crédit ne transmet pas les chocs de politique monétaire aux prix et à l’économie
réelle. Ce résultat explique les échecs successifs de la BCT de relancer l’activité
économique en encourageant les crédits. L’absence d’un pouvoir de transmission
significatif de la politique monétaire par le taux d’intérêt aux prix a été soulignée par
Boughrara (2007). Les économistes du FMI (2004 a) soulignent qu’en Tunisie le taux
69
d’intérêt pourrait se révéler un canal efficace dans la transmission de la politique monétaire,
à condition d’améliorer sa sensibilité aux conditions de liquidité du marché monétaire.
● En Tunisie, le pouvoir de transmission du canal taux de change est plus faible que celui
du canal monétaire. La faible capacité du canal taux de change à transmettre les chocs de
politique monétaire peut être expliquée par deux facteurs. En premier lieu, le taux de
change est peu sensible aux changements de la base monétaire. En effet, le taux de change
est considéré comme un canal de transmission actif si deux conditions sont vérifiées : 1) un
choc de baisse (hausse) de la base monétaire résulte en une appréciation (dépréciation) de la
monnaie domestique; et 2) cette appréciation (dépréciation) engendre une baisse (hausse)
des prix et de la production. À cet effet, Neaime (2007) trouve qu’en Tunisie, le taux de
change nominal est un canal de transmission opérationnel des changements du taux
d’intérêt à court terme à la production.
En deuxième lieu, l’absence de réaction du taux de change aux chocs de politique
monétaire peut être liée au fait que le marché des changes soit encore récent en Tunisie
(créé en 1994).
La faible réactivité du taux de change nominal aux chocs de politique monétaire reflète le
semi-ancrage actuel du taux de change nominal. D’une part, la BCT préfère limiter les
fluctuations du taux de change nominal en les affectant essentiellement à l’ajustement des
mouvements du taux de change réel selon la règle du taux de change effectif réel contant
(TCERC). D’autre part, la «peur du flottement» de la BCT implique la crainte des
fluctuations excessives du taux de change nominal qui pourraient alourdir le poids de la
dette. La Tunisie est une petite économie émergente ouverte, avec un ratio d’endettement
extérieur par rapport au PIB remarquablement lourd (il a atteint 67,9% en 2005).
Par ailleurs, en Tunisie, la transmission des changements de la politique monétaire aux prix
est certainement affectée par l’administration du tiers des prix de l’IPC par l’État (tableau
11, chapitre 2).
70
Relation entre les instruments opérationnels et le taux de change nominal
D’après la matrice des corrélations (annexe 4), le taux de change nominal est fortement
corrélé avec la base monétaire et le taux d’intérêt à court terme (TMM). La première
corrélation est négative alors que la deuxième est positive.
Graphique 12
Variation annuelle de la base monétaire et du taux de
change nominal (1TND/USD) en Tunisie
.5
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DBASEATUN
DNERATUN
71
Le graphique 12 met en évidence une relation inverse nuancée entre la base monétaire et le
taux de change nominal. En effet, d’une part, des pics de croissance de la base monétaire
coïncident avec des dépréciations nominales de la monnaie tunisienne (exemples : en 1989,
en 1997, en 2000 et en 2005). D’autre part, certaines appréciations nominales du dinar ne
correspondent pas à des baisses de la base monétaire (exemples : en 1990, en 1992, en 1995
et en 2003). Par ailleurs, l’existence d’une relation éventuelle de contrôlabilité est contestée
par nos résultats de test de causalité de Granger (annexe 5). Ces résultats rejoignent ceux de
Boughrara (2003) : en Tunisie, le taux de change nominal n’est pas contrôlable par la base
monétaire.
Graphique 13
Variation annuelle du TMM et du taux de change nominal
(1TND/USD) en Tunisie
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DTMMATUN
DNERATUN
4
2
0
-2
-4
72
D’après le graphique 13, l’existence d’une relation de contrôlabilité du taux de change
nominal par le TMM peut être envisagée. Les deux variables évoluent dans le même sens.
Cependant, cette relation éventuelle n’apparaît plus à partir de 2000, dans la mesure où les
deux variables fluctuent dans un sens inverse et ne semblent pas s’influencer. La causalité
du taux de change nominal par le TMM est soutenue par le test de Granger (annexe 5).
Aussi, le TMM cause au sens de Granger la cible monétaire M2.
En conclusion, en Tunisie, le taux de change nominal ne semble pas contrôlable par la base
monétaire. En revanche, une possibilité de causalité du taux de change nominal par le
TMM est soulignée. Par conséquent, le taux de change nominal pourrait jouer le rôle d’un
canal actif de la transmission des changements de la politique monétaire, si ces
changements sont traduits par les mouvements du taux d’intérêt à court terme.
Les régimes de politique monétaire des pays de l’accord d’Agadir sont synthétisés dans le
tableau 6.
73
Tableau 6. Structures des régimes monétaires des pays membres de l’accord d’Agadir (1986-2004)
Période
Régime
monétaire
Tunisie
Double: ancrage
monétaire et peur du
flottement (ciblage de
la compétitivité)
Égypte
1986-2002
Ancrage du
taux de
change/USD
2003-2004
Ancrage
monétaire
Jordanie
1986-1995
Ancrage
monétaire
Maroc
Ancrage du
taux de
change/panier
monétaire
1996-2004
Ancrage du taux de
change/USD
Cible
intermédiaire
Agrégat monétaire
M2 et taux de change
effectif réel (TCER)
Taux de
change
nominal/USD
agrégats
monétaires
Taux de
change
effectif
nominal
Agrégat
monétaire M2
Taux de change
nominal/USD
Cible finale
Inflation/compétitivité Inflation
Inflation
Inflation
Cible
opérationnelle
Taux de glissement
du taux de change et
base monétaire
Base
monétaire
Taux
d’intérêt à
court terme
Base
monétaire
Base monétaire
Inflation/
Maintien de l’ancrage du
taux de change nominal
Taux d’intérêt à court
terme (taux des certificats
de dépôt à 3 mois)
Instruments
d’absorption
des chocs
Taux de change
nominal et réserves de
change
Taux de
change
effectif
nominal
Taux de
change
nominal
Taux d’intérêt
à court terme
Réserves de change
et taux d’intérêt
Taux de change
effectif nominal,
réserves de
change et taux
d’intérêt
Sources : FMI (2004 d et 2005 a), Leiderman et al. (2006) et nos propres observations.
74
3. Régimes de change de facto des pays du groupe d’Agadir
Durant la dernière décennie, de nombreux pays émergents ont officiellement adopté un
régime de change flottant ou se sont rapprochés du flottement parfait (dans le bassin
méditerranéen, la Tunisie depuis 1987 et récemment l’Égypte en janvier 2003). En réalité,
les économies émergentes craignent le flottement libre du taux de change. Par le biais
d’instruments directs et indirects, les autorités monétaires limitent les fluctuations du taux
de change. Levy-Yeyati et Sturzenegger (1999) estiment qu’en pratique, 26% des pays
appliquent un régime de change de facto différent du régime de jure, officiellement déclaré.
Reinhart (2000) soutient que la plupart des pays qui déclarent laisser flotter leurs monnaies
font le contraire et que la «peur du flottement» est fortement répondue. À cet effet, le vrai
débat ne porte plus sur les deux coins bipolaires, c’est-à-dire l’arbitrage entre le régime de
change fixe et le flottement libre, mais plutôt sur le régime de change de facto,
officieusement pratiqué par les autorités monétaires. En d’autres termes, le flottement pur et
propre existe-il réellement ou est-ce la théorie de la «peur du flottement» de Calvo et
Reinhart (2000) qui domine? Les autorités monétaires centrales des pays émergents, ont-
elles réellement et totalement aboli les interventions sur le marché des changes ou
prétendent-elles adopter le flottement parfait dans le but de se conformer aux
recommandations du FMI69?
L’évidence de l’écart entre le régime de change de jure et le régime de change de facto est
soutenue par un courant imposant de la littérature {McKinnon (2000), Bailliu et al. (2002)
et Reinhart et Rogoff (2004)}. La recherche empirique montre qu’en général, les régimes
de change de facto ne se situent pas aux deux coins de la théorie bipolaire, mais sont plutôt
des régimes intermédiaires {Eichengreen (1998), Blinder (1999) et Williamson (2001)}70.
69 Le FMI considère que le flottement indépendant est le régime de change optimal (Mundell, 1997).
70 Cette tendance est particulièrement dominante dans les pays émergents.
75
L’identification des régimes de change de facto repose sur l’analyse du comportement du
taux de change réel et des réserves de change {Edwards (1989), Elbadawi (1997) et Kamar
et Bakardzhieva (2003)}71.
Le tableau 7 expose les régimes de change de facto des quatre pays du groupe d’Agadir. La
divergence de ces régimes apparaît clairement.
Tableau 7. Classification des régimes de change de facto du groupe d’Agadir (1990-
2006)
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
Égypte
A
C
C
C
C
C
C
A
A
E
E
C
D
D
E
E
A
Jordanie
B
B
B
B
B
B
A
A
A
A
A
A
A
A
A
A
A
Maroc
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
B
Tunisie
D
D
D
D
D
D
D
D
D
D
D
D
D
D
D
E
E
Source: Bubula et Otker-Robe (2002), Kamar et Bakardzhieva (2003) et FMI (2004 d, 2005 a et
2006 d).
Notes72 :
(cid:1) A : rattachement fixe conventionnel à une seule devise.
(cid:1) B : rattachement fixe conventionnel à un panier monétaire.
(cid:1) C : rattachement au sein d’une bande horizontale.
(cid:1) D : rattachement à parité glissante réajustable.
(cid:1) E : forme de flottement dirigé.
71 Ces deux auteurs utilisent un modèle d’estimation du taux de change réel de la livre égyptienne en tenant
compte des variables associées aux trois coins du triangle incompatible (fluctuations du taux de change réel,
indépendance de la politique monétaire et mobilité des flux des capitaux).
72 À mesure qu’on avance dans le classement, le degré de flottement du taux de change s’accroît.
76
En 2005, au sein du groupe d’Agadir, les régimes de change de facto de la Tunisie et de
l’Égypte correspondent au régime de change intermédiaire le plus proche du flottement
pur : une forme de flottement dirigé.
En dépit du classement de la Tunisie et de l’Égypte dans la même catégorie de régime de
change de facto «flottement dirigé» en 2005, les parcours suivis par les deux pays sont
divergents. Tandis que la BCT a suivi une trajectoire progressive, prudente et échelonnée
vers le flottement libre, les autorités monétaires égyptiennes ont alterné d’une manière
répétitive entre régime de change fixe et flottant. La Tunisie a pratiqué le rattachement du
taux de change à parité glissante réajustable par rapport à un panier monétaire jusqu’à fin
2004. En 2005, le régime de change de flottement géré a été adopté (tableau 7).
Depuis les années 60, la politique de change de l’Égypte s’articule autour d’un régime de
change de rattachement fixe ajustable par rapport au dollar américain, d’un système de taux
de change multiples et d’une politique de restrictions et de contrôles des changes73. C’est
alors en 1991 que les autorités monétaires égyptiennes ont opté pour une simplification du
système de change. Avec le lancement du programme de réforme économique, la Banque
Centrale d’Égypte (BCE) a annoncé l’abolition définitive du système des taux de change
multiples et l’unification des taux de change ainsi que l’adoption d’un régime de change de
flottement administré. Toutefois, en pratique, le taux de change a été dévalué entre 1991 et
1992 à 3.342 livres égyptiennes (EGP) pour 1 USD (ce qui correspond à une dépréciation
autour de 25% de la livre par rapport au USD), puis la BCE a procédé à un passage du
rattachement fixe conventionnel au USD à un rattachement au sein d’une bande horizontale
{El-Refaie (2001) et El-Sakka et Ghali (2005)}.
En 1997, il y a un retour au rattachement au USD. Selon la classification officielle du FMI
de 1998, ce régime de change était qualifié d’arrangement à rattachement fixe
conventionnel. En 1999, le flottement dirigé est adopté, suivi d’un retour au rattachement
au sein d’une bande horizontale en 2001. Entre 2002 et 2003, le régime de change
73 Le système de taux de change multiples se base sur trois taux de change. Le premier est celui de la Banque
Centrale. Le deuxième est appliqué par les banques commerciales. Enfin, le troisième est destiné aux
opérations de change.
77
réellement appliqué est le régime intermédiaire de rattachement à parité glissante
réajustable. Durant 2004 et 2005, le régime de flottement dirigé est introduit. Enfin, en
2006, un retour de facto au rattachement fixe de la monnaie égyptienne au dollar est noté
(FMI, 2006 d).
Les régimes de change de facto pratiqués en Jordanie et au Maroc sont des régimes fixes de
rattachement conventionnel du taux de change (FMI, 2004 d, 2005 a et 2006 d). Comme le
montre le tableau 7, à la fin de 1995, la Jordanie a abandonné le rattachement du taux de
change nominal multilatéral par rapport à un panier monétaire en faveur de l’ancrage
unilatéral du taux de change nominal au dollar américain. Au Maroc, les autorités
monétaires poursuivent le régime de rattachement du taux de change à un panier monétaire.
Écarts entre les régimes de change de jure et de facto
Kamar (2004) classe les quatre pays du groupe d’Agadir à l’intérieur du triangle
d’incompatibilité. Ce classement reflète le choix d’une politique multidimensionnelle
intermédiaire de facto.
L’hétérogénéité du groupe d’Agadir est mise en exergue. L’Égypte et la Jordanie se
démarquent du groupe par les écarts entre leurs régimes de change de jure et de facto. Ces
écarts sont soulignés par les classifications officielles des régimes de change de facto du
FMI (2004 d, 2005 a et 2006 d). Alors que les autorités monétaires égyptiennes ont
officiellement déclaré l’adoption du flottement libre en janvier 2003, le FMI (2004 d et
2005 a) qualifie le régime de change de facto de l’Égypte de régime de flottement géré sans
pré-annonce de trajectoire du taux de change. En 2006, étonnamment, les économistes du
FMI (2006 d) estiment un retour radical au régime de change fixe par rapport au dollar en
Égypte.
78
La récession économique de la seconde moitié des années 80 et les pressions sur la balance
des paiements ont incité les autorités monétaires jordaniennes à adopter le flottement partiel
du taux de change. En Octobre 1989, le passage au régime de flottement géré du taux de
change a été officiellement annoncé et le dinar jordanien a subi une dévaluation de 12%. De
plus, au début de l’année 1990, le dualisme du taux de change a été définitivement aboli.
En Octobre 1995, le rattachement ferme de la monnaie jordanienne au USD a été adopté
avec une parité fixe de 1.4104 USD pour 1 JRD. Pourtant, en pratique le régime de change
de facto avant octobre 1995 consiste en un rattachement conventionnel du taux de change
nominal à un panier monétaire (tableau 7). Par ailleurs, en se basant sur l’observation des
comportements du taux de change nominal par rapport au USD et du taux de change
effectif nominal (graphique 3), nous avons précédemment noté qu’implicitement ou
explicitement, l’ancrage du taux de change nominal au dollar a toujours été pratiqué bien
avant le passage officiel en 1995.
Marouani et al. (2000) affirment l’existence d’un écart entre le régime de change de jure et
celui qui est réellement pratiqué en Tunisie. Ils soutiennent que depuis le lancement de
l’euro, le régime de change de facto de la Tunisie est un régime de flottement administré
avec ancrage implicite à l’euro. Les autorités monétaires ciblent le taux de change effectif
réel, élément d’ancrage et de flexibilité. Les auteurs soulignent que ce régime de change est
parfaitement soutenable pour la Tunisie. En revanche, dans le cadre du partenariat Euro-
Med, la fin des accords multifibres en 2005 et à l’approche de l’échéance de libéralisation
par l’instauration définitive d’une zone de libre-échange total avec l’Union Européenne en
2008, le passage au flottement dirigé du dinar par rapport à l’euro dans un régime de zone-
cible, c’est-à-dire avec un ancrage explicite ou de jure, exposerait l’économie tunisienne à
la compétitivité des pays asiatiques et aux risques de crises de balance des paiements74.
C’est le problème du rattachement monétaire entre zones à développement inégal.
74 Dans ce cas, deux solutions peuvent être envisageables : améliorer la productivité et ajuster le taux de
change.
79
Dans le même ordre d’idées, Moussa (2001) se sert des modèles VAR afin d’étudier les
effets des chocs d’offre, de demande réelle et monétaires sur les variables PIB réel, prix et
monnaie. Il estime un modèle VAR pour la Tunisie et un autre pour la France. En étudiant
les corrélations des chocs affectant ces deux pays, il arrive à la conclusion que ces chocs
sont asymétriques. Moussa (2001) déduit alors que la Tunisie et la France ne constituent
pas une zone monétaire optimale et qu’il est préférable pour la Tunisie de continuer à
opérer avec un régime de taux de change flottant en attendant une intégration plus grande
avec l’économie européenne.
L’influence des fluctuations du taux de change nominal sur les variables piliers de la
politique monétaire peut être étudiée sous l’angle de la fonction de perte de la politique
monétaire. Théoriquement, le but des autorités monétaires consiste à minimiser cette
fonction qui combine les déviations de la production de son niveau potentiel et de
l’inflation de sa cible75.
Dans ce sens, le taux de change nominal ne peut jouer un rôle dans la conduite de la
politique monétaire que si ses mouvements affectent les écarts d’inflation ou de production.
Les variations du taux de change nominal influent sur la demande agrégée et le niveau des
prix à travers leurs effets sur les coûts des importations, les coûts de production et
d’investissement et la compétitivité à l’échelle internationale76.
Notre travail de recherche traite de l’impact des mouvements du taux de change nominal
sur les prix dans les pays de l’accord d’Agadir. Préalablement, une analyse descriptive des
comportements du taux de change nominal et du niveau des prix s’impose. C’est l’objet de
la première section du chapitre suivant.
75 L’écart d’inflation est considéré entre l’inflation observée et l’inflation ciblée dans le cadre de la politique
monétaire. Le gap de production est l’écart entre la production effective et la production potentielle.
76 Rappelons que la demande agrégée est spécifiée par l’équilibre sur le marché des biens et services. Cet
équilibre est donné par l’équation suivante : Yt = Ct + It + Gt + (Xt – Mt). Yt correspond aux dépenses
domestiques réelles totales. Les variables Ct, It, Gt, Xt et Mt représentent respectivement : la consommation
réelle, l’investissement réel, les dépenses réelles du gouvernement (variable exogène), les exportations réelles
et les importations réelles.
80
CHAPITRE II : MONNAIE, TAUX DE CHANGE ET INFLATION DANS LES PAYS DU
GROUPE D’AGADIR
1. Étude analytique de la relation entre le taux de change nominal et les cibles
intermédiaires et finales de la politique monétaire
Depuis 1986, la Tunisie poursuit une politique monétaire d’ancrage monétaire. La Jordanie
a pratiqué le ciblage intermédiaire de l’agrégat monétaire M2 jusqu’à fin 1995. C’est
pourquoi, pour ces deux pays, nous étudions non seulement la relation dynamique entre le
taux de change nominal et les prix, mais aussi celle qui existe entre le taux de change
nominal et l’agrégat M2.
En ce qui concerne la Tunisie et le Maroc, nous avons choisi d’analyser la relation entre le
taux de change nominal au certain, traduisant les unités de dollars américains pour une
seule unité de monnaie domestique, et les prix. Certes, cette approche peut paraître
contradictoire. En effet, compte tenu de l’intensité des leurs échanges commerciaux avec
l’UE77, il aurait été plus opportun d’étudier la relation entre le taux de change nominal par
rapport à l’euro et les prix. Toutefois, notre choix est fondé sur deux éléments.
D’une part, sachant que dans ces deux pays l’euro est la monnaie dominante dans le panier
monétaire, cible d’ancrage intermédiaire de leurs politiques monétaires (jusqu’à fin 2004 en
Tunisie), on s’attend à une certaine stabilité des taux de change nominaux par rapport à
l’euro. Cette présomption est confirmée par les graphiques 14 et 15, ainsi que par les
statistiques de base des volatilités des différents taux de change nominaux présentées dans
le tableau 8. D’autre part, l’euro est une monnaie jeune dont le lancement a eu lieu en
janvier 1999. Avant cette date, les taux de changes nominaux que nous présentons ont été
construits en remplaçant l’euro par le Deutsch mark ajusté par le taux de conversion du
DEM à l’euro (1 euro = 1,95583 DEM)78.
77 Les pourcentages de commerce extérieur avec l’UE de la Tunisie et du Maroc sont respectivement de
79,5% et 65,5%, alors que ceux de l’Égypte et de la Jordanie s’élèvent respectivement à 41% et 25%.
78 Dans la littérature, la construction du taux de change euro-dollar pour la période précédant 1999 se base sur
trois méthodes : assimilation de l’euro à l’ECU (solution adoptée par l’OCDE), assimilation de l’euro au
Deutsche Mark et moyenne pondérée par l’importance du PIB des différentes monnaies de la zone euro.
Teiletche (2001) montre que les résultats des trois méthodes sont similaires, notamment après 1990.
81
En dépit des arguments de la littérature existante, stipulant que le processus de convergence
structurelle des économies de la zone euro a commencé bien avant le 1er janvier 1999
(Garcia et Verdelhan, 2001), nous restons sceptiques quant à l’utilisation de taux de change
nominaux par rapport à l’euro couvrant une période antérieure à la création de la monnaie
unique européenne.
Graphique 14
Variations annuelles du taux de change effectif nominal et des taux
de change nominaux (1T ND/euro et 1TND/USD) en Tunisie
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERTUN
DNEREURO
DNERUSD
82
Graphique 15
Variations annuelles du taux de change effectif nominal et des taux
de change nominaux (1MAD/euro et 1MAD/USD) au Maroc
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86
88
90
92 94
96 98
00 02 04
06
DNEERMAR
DNEREURO
DNERUSD
En raison de la pratique de l’ancrage du taux de change nominal unilatéral par rapport au
USD en Égypte entre 1986 et 2002 et en Jordanie depuis 199679, nous étudions la
sensibilité des prix soit aux mouvements du taux de change effectif nominal, soit au taux de
change nominal par rapport à l’euro. Certes, le tableau 8 et le graphique 16 affichent une
volatilité annuelle plus importante pour le taux de change nominal par rapport à l’euro que
pour le taux de change effectif nominal. Cependant, compte tenu de la fragilité des données
par rapport à l’euro pour les périodes antérieures à 1999, notre choix porte sur l’étude de la
79 Il semblerait que durant toute la période de notre étude (1986-2006), implicitement ou explicitement, la
politique monétaire jordanienne repose sur l’ancrage du taux de change nominal unilatéral par rapport au
USD (voir graphique 3).
83
relation dynamique entre le taux de change effectif nominal et le niveau des prix en Égypte
et en Jordanie.
Tableau 8. Propriétés statistiques des volatilités annuelles des différents taux de
change nominaux des pays du groupe d’Agadir (1986-2006)80
Variation du taux de change
nominal 1EGP/USD
Variation du taux de change
nominal 1EGP/euro
Variation du taux de change
effectif nominal en Égypte
Variation du taux de change
nominal 1JRD/USD
Variation du taux de change
nominal 1JRD/euro
Variation du taux de change
effectif nominal en Jordanie
Variation du taux de change
nominal 1MAD/USD
Variation du taux de change
nominal 1MAD/euro
Variation du taux de change
effectif nominal au Maroc
Variation du taux de change
nominal 1TND/USD
Variation du taux de change
nominal 1TND/euro
Variation du taux de change
effectif nominal en Tunisie
Moyenne maximum minimum Écart-type
-0.1001
-1.0929
0.0804
0.2149
-0.1296
0.2210
-1.2061
0.2580
-0.1159
0.1378
-1.0979
0.2253
-0.0279
0.1602
-0.4863
0.1072
-0.0593
0.2201
-0.7225
0.1608
-0.0386
0.0846
-0.7126
0.1391
0.0064
0.1826
-0.1785
0.0739
-0.0230
0.0911
-0.3071
0.0641
0.1121
0.0897
-0.1513
0.0387
-0.0223
0.2325
-0.2261
0.0857
-0.0518
0.0415
-0.3778
0.0748
-0.0349
0.0334
-0.3289
0.0613
80 Les variations des différents taux de change nominaux dans les quatre pays du groupe d’Agadir sont
annuelles.
84
Graphique 16. Variations annuelles des taux de change effectifs nominaux et des taux
de change nominaux (par rapport à l’euro et au USD) en Égypte et en Jordanie
0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1.0
-1.2
0.4
0.0
-0.4
-0.8
-1.2
-1.6
0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1.0
-1.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
-.5
-.6
-.7
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
NEER Egypte
NEER Jordanie
.4
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
1EGP/euro
1JRD/euro
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
-.5
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
1EGP/USD
1JRD/USD
85
Cas de l’Égypte
En Égypte, la corrélation entre l’indice des prix à la consommation et le taux de change
effectif nominal est fortement négative (-0.8316) entre 1986 et 2006.
À l’exception de la période comprise entre 1996 et 2003, pendant laquelle l’Égypte se
démarque par une stabilité ferme des prix (voir graphique 17), les prix montrent une
sensibilité éventuelle aux mouvements du taux de change nominal (à tire d’exemple, les
pics inflationnistes du début des années 90 concordent avec une dépréciation considérable
de la livre égyptienne). Cette possibilité est soutenue par les économistes du FMI (2006 g).
Ils affirment que le retour de l’inflation (autour de 15% en 2004) est dû à la transmission
retardée de la dépréciation nominale profonde de la monnaie égyptienne en 2003.
Cependant, le test de Granger rejette toute relation de causalité entre le taux de change
nominal et les prix en Égypte81.
Variable dépendante : CPIEGY
Période : 1985:03-2006:12
Nombre d’observations: 262
Variable
C
NEEREGY2
NEEREGY
R2 ajusté
Coefficient
7.6375
-0.5409
-0.1689
0.9041
Std. Error
0.0711
0.1477
0.1495
t-Statistic
107.3933
-3.6544
-1.1301
Prob.
0.0000
0.0003
0.2595
Les résultats d’une régression simple du taux de change effectif nominal sur l’indice des
prix à la consommation en Égypte montrent que les prix sont moyennement sensibles aux
mouvements du taux de change. Ainsi, une appréciation effective nominale de 1% de la
livre égyptienne engendre une baisse de 0.54% du niveau des prix, retardée de deux mois82.
81 Les résultats du test de Granger des variables de l’Égypte et du Maroc ne sont pas inclus dans les annexes.
Ils sont disponibles à la demande.
82 Selon les critères Akaike, FPE et LR, le retard approprié est de 2 mois.
86
Graphique 17
Variation annuelle du taux de change effectif nominal
et des prix (CPI) en Egypte
.4
.3
.2
.1
.0
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAEGY
DCPIAEGY
0.4
0.0
-0.4
-0.8
-1.2
87
Cas de la Jordanie
Selon la matrice des corrélations (annexe 4), en Jordanie, le taux de change nominal est
fortement et négativement corrélé avec les prix (-0.8073). La corrélation avec l’agrégat M2
est moyenne et négative (-0.5194).
Graphique 18
Variation annuelle du taux de change effectif nominal et
des prix (CPI) en Jordanie
.4
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAJOR
DCPIAJOR
88
En se basant sur le graphique 18, l’existence d’une relation potentielle entre le taux de
change effectif nominal et les prix en Jordanie est soulignée. On remarque que les variables
évoluent dans le sens inverse. Notamment, le pic inflationniste de la fin des années 80
coïncide avec la dépréciation nominale profonde de la monnaie domestique. Cependant,
cette relation s’atténue entre 1996, année de l’abandon du rattachement du taux de change
par rapport à un panier monétaire en faveur de l’ancrage du taux de change nominal
unilatéral par rapport au USD, et 2001. Au sens de Granger, les prix sont causés par le taux
de change nominal, et vice versa. Une relation de «feed-back» au sens de Granger est notée
(annexe 6).
Graphique 19
Variation annuelle du taux de change effectif nominal
et de l'agrégat monétaire M2 en Jordanie
.4
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAJOR
DM2AJOR
89
À l’exception de la période comprise entre 1995 et 1999, il semblerait que l’agrégat
monétaire M2 répond aux variations du taux de change nominal (graphique 19). Toutefois,
cette relation n’est pas confirmée par le test de causalité de Granger (annexe 6).
Par une régression simple du taux de change effectif nominal sur les prix et sur M2 en
Jordanie, nous constatons qu’une appréciation de 1% de la monnaie jordanienne en termes
effectifs nominaux résulte en une baisse décalée des prix et de M2 de respectivement
0.97% et 1.10%.
En Jordanie, d’une part, les prix et l’agrégat monétaire M2 affichent de fortes sensibilités,
et de même ampleur, aux mouvements du taux de change nominal. D’autre part, leurs
réponses sont significatives aux variations du taux de change nominal uniquement avec un
retard de 2 mois83. Par conséquent, il semblerait qu’en Jordanie, les prix et M2 ne
réagissent pas immédiatement aux fluctuations du taux de change nominal.
Variable dépendante : CPIJOR
Période : 1985:03-2006:12
Nombre d’observations: 261
Variable
C
NEERJOR2
NEERJOR
R2 ajusté
Coefficient
8.5762
-0.9759
0.0983
0.8397
Variable dépendante : M2JOR
Période : 1985:03-2006:12
Nombre d’observations: 262
Variable
C
NEERJOR2
NEERJOR
R2 ajusté
Coefficient
28.2625
-1.1062
-0.1476
0.6717
Std. Error
0.1149
0.1853
0.1877
t-Statistic
74.6393
-5.2643
0.5236
Prob.
0.0000
0.0000
0.6010
Std. Error
0.3244
0.5239
0.5306
t-Statistic
87.1049
-2.1113
-0.2784
Prob.
0.0000
0.0357
0.7809
83 Ce retard est confirmé par les critères Akaike, FPE, SC et HQ.
90
Cas du Maroc
Au Maroc, la corrélation entre le taux de change nominal (unilatéral par rapport au USD) et
l’indice des prix est négative et modeste (-0.4237).
Graphique 20
Variation annuelle du taux de change nominal (1MAD/USD)
et des prix (CPI) au Maroc
.2
.1
.0
-.1
-.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERAMAR
DCPIAMAR
En se basant sur le graphique 20, une sensibilité potentielle des prix aux mouvements du
taux de change nominal peut être notée. Le sens d’évolution contraire des variables est
conforme aux prédictions théoriques. Cependant, l’ampleur de la réponse des prix aux
volatilités du taux de change nominal prête à confusion. En effet, à la suite des grandes
dépréciations nominales du dirham marocain (telles qu’en 1993, 1995, 2000 et 2001) les
91
prix augmentent modestement, alors qu’ils augmentent sensiblement (exemple en 1991) et
simultanément avec des dépréciations moins importantes de la monnaie marocaine. Ce
décalage pourrait être justifié par le retard de la réaction des prix aux mouvements du taux
de change nominal84.
Paradoxalement, par une simple régression du taux de change nominal par rapport au USD
sur les prix au Maroc, nous obtenons un résultat significatif uniquement pour la réponse
immédiate des prix aux fluctuations du taux de change nominal. Une appréciation de 1% de
la monnaie marocaine résulte immédiatement en une baisse proportionnelle des prix
(0.95%).
Variable dépendante : CPIMAR
Période : 1985:08-2006:12
Nombre d’observations: 250
Variable
C
NERMAR7
NERMAR
R2 ajusté
Coefficient
1.9045
-0.1896
-0.9517
0.4283
Std. Error
0.2887
0.2183
0.2205
t-Statistic
6.5963
-0.8687
-4.3160
Prob.
0.0000
0.3858
0.0000
L’existence éventuelle de relations immédiates ou retardées entre le taux de change
nominal et les prix au Maroc n’est pas soutenue par le test de Granger. Au sens de Granger,
il n’existe pas de relation de causalité entre les deux variables.
84 À ce titre, les critères Akaike, LR et FPE indiquent un retard de 7 mois.
92
Cas de la Tunisie
La matrice des corrélations (annexe 4) indique qu’en Tunisie, le taux de change nominal est
fortement corrélé avec les prix et la cible monétaire M2 à des taux de corrélation négatifs
(respectivement -0.9133 et -0.8656).
Sur la base des données mensuelles des variations annuelles couvrant la période 1986-2006,
en dépit des fortes fluctuations du taux de change nominal, l’indice des prix à la
consommation affiche une faible variation, notamment à partir de 1996. À titre d’exemple,
sur le graphique 21 on remarque que la dépréciation du dinar en 1993 de quasiment 20% a
été suivie par une hausse décalée du CPI de 5%. Par ailleurs, contrairement aux pics
inflationnistes de 1991 et de 2006 (respectivement de 9% et de 5%), qui coïncident avec
une dépréciation du dinar d’environ 10%, d’autres montées de l’inflation (exemples : 7%
en 1995 et 5% en 2003) ne sont pas précédées par des dépréciations du dinar. De même,
certaines baisses du pic de l’inflation sont devancées par une appréciation du taux de
change nominal (exemples : les appréciations de 15% en 1992 et de 12% en 2003). D’où, à
ce stade, nous avançons une présomption faible et nuancée quant à l’existence d’une
sensibilité des prix aux mouvements du taux de change nominal en Tunisie.
Au sens de Granger, le taux de change nominal ne cause pas les prix en Tunisie. En
revanche, le taux de change nominal est causé par les prix (annexe 5). Par conséquent, à
l’image de Boughrara (2003), nous trouvons peu d’évidence de causalité allant du taux de
change nominal aux prix. Cela implique qu’en Tunisie, le canal taux de change nominal
n’est pas efficace dans la transmission des changements de la politique monétaire aux prix.
93
Graphique 21
Variation annuelle du taux de change nominal (1TND/USD)
et des prix (CPI) en Tunisie
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
.10
.08
.06
.04
.02
.00
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERATUN
DCPIATUN
L’ampleur de la volatilité de la cible monétaire M2 est à la hauteur de celle du taux de
change nominal (graphique 22). Il apparaît qu’à la suite de chaque dépréciation nominale
profonde de la monnaie domestique, la masse monétaire réagit par un accroissement
important. Par conséquent, une vulnérabilité potentielle de la cible intermédiaire M2 aux
mouvements du taux de change nominal est mise en exergue. Néanmoins, aucune relation
de causalité de Granger n’apparaît entre le taux de change nominal et la masse monétaire
M2 (annexe 5).
94
Graphique 22
Variation annuelle du taux de change nominal (1TND/USD)
et de la cible monétaire M2 en Tunisie
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERATUN
DM2ATUN
Une simple régression du taux de change nominal contemporain et retardé sur la cible
finale (CPITUN) et sur l’ancrage intermédiaire (M2TUN) de la politique monétaire en
Tunisie montre qu’une appréciation nominale du dinar tunisien de 1% entraîne, avec un
décalage de deux mois, une baisse de l’indice des prix de 43 points de base et une
décroissance de la masse monétaire M2 de 1,50%85.
85 Le retard de 2 mois a été obtenu sur la base des critères Akaike, Schwartz et FPE.
95
Les résultats de la régression rejoignent nos observations des comportements des variables
dans le sens où, la réactivité de M2 aux mouvements du taux de change nominal est plus
importante que celle des prix.
Variable dépendante : CPITUN
Période : 1985:03-2006:12
Nombre d’observations: 262
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
NERTUN2
NERTUN
R2 ajusté
4.3244
-0.4306
-0.8559
0.8027
0.0080
0.2250
0.2247
540.4812
-1.9135
-3.8092
0.0000
0.0568
0.0002
Variable dépendante : M2TUN
Période : 1985:03-2006:12
Nombre d’observations: 257
Variable
C
LNERTUN2
LNERTUN
R2 ajusté
Coefficient
22.6685
-1.5060
-1.5487
0.8639
Std. Error
0.0153
0.4295
0.4296
t-Statistic
1475.075
-3.5060
-3.6044
Prob.
0.0000
0.0005
0.0004
Comparés à l’Égypte et à la Jordanie, en Tunisie et au Maroc les réponses immédiates des
prix et de M2 aux fluctuations du taux de change nominal sont significatives.
La maîtrise de l’inflation demeure aux cœurs des préoccupations des pays membres du
groupe d’Agadir. Cet objectif ultime revêt une importance capitale pour la politique
monétaire de ces pays (les objectifs finaux de maîtrise de l’inflation dans tout le groupe
d’Agadir sont mis en exergue par le tableau 6 du chapitre 1). Par ailleurs, la littérature
souligne que dans les économies émergentes, les déterminants de l’inflation sont les
changements de l’offre monétaire, du taux de change nominal, des prix des importations et
des chocs d’offre (FMI, 2007 f). C’est pour ces raisons que nous consacrons la section
suivante à l’analyse de la dynamique de l’inflation et à la persistance des effets
inflationnistes des chocs dans les pays d’Agadir.
96
2. Dynamique et persistance de l’inflation; et ajustement des effets inflationnistes
des chocs : approche de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006)
Inflation dans les pays du groupe d'Agadir
Graphique 23
0.35
0.30
0.25
0.20
0.15
0.10
0.05
0.00
-0.05
1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
INFAEGY
INFAJOR
INFAMAR
INFATUN
D’après le tableau 3 (chapitre 1), sur la base des données mensuelles s’étalant sur la période
1986:1-2006:12, le Maroc a l’inflation moyenne la plus faible (3,52%), suivi par la Tunisie
(4,51%), la Jordanie (4,89%) et enfin par l’Égypte (10,67%)86. Au même niveau d’inflation
moyenne, l’écart type est plus élevé en Jordanie qu’en Tunisie. D’où, l’inflation est plus
volatile en Jordanie qu’en Tunisie.
Le graphique 23 montre que l’Égypte se démarque nettement du groupe. En effet,
l’évolution de l’inflation peut être scindée en deux parties : une période d’hyper-inflation
persistante entre 1986 et 1995 et une période de maîtrise de l’inflation à des taux bas
(autour de 3%) à partir de 1996. D’ailleurs, au cours de la période allant de 1996 à 2003, le
86 L’inflation est calculée avec une fréquence mensuelle mais sur une base annuelle. Elle mesure les
changements de l’IPC sur 12 mois. Nous avons privilégié cette approche dans le but d’éviter les fortes
volatilités de l’inflation à écart mensuel et de tenir compte de la saisonnalité.
97
taux d’inflation en Égypte est proche de ceux des trois autres pays du groupe d’Agadir,
avec toutefois une nouvelle tendance inflationniste en 2004 et 2006 (dépassant 10%)87.
La Jordanie a connu un pic sévère d’inflation entre 1988 et 1990, alors que la Tunisie et le
Maroc se distinguent par une forte discipline en matière de maîtrise de l’inflation.
En se référant aux graphiques de la figure 1, certaines similitudes de la dynamique de
l’inflation au sein des pays du groupe d’Agadir sont notées. À ce titre, on observe une
similitude entre l’évolution de l’inflation au Maroc, en Tunisie et en Jordanie entre 1990 et
2006. À partir de 1996, l’inflation en Égypte converge vers celles des trois autres membres.
Globalement, à la fin des années 90, une coordination des taux d’inflation dans les quatre
pays membres de l’accord d’Agadir est soulignée. Cependant, à partir de 2004, un retour de
l’inflation est constaté en Égypte, tandis qu’une pression inflationniste émerge en Tunisie
dés 2004 et en Jordanie en 200688.
87 En Égypte, les taux d’inflation officielle sont biaisés, avec une tendance vers la baisse, en raison du
contrôle des prix et des subventions accordées par l’État (El-Sakka et Ghali, 2005).
88 Les économistes du FMI (2007 b) attribuent la hausse de l’inflation en Égypte aux pressions de la demande
et à l’augmentation des prix des biens administrés, notamment l’énergie. En Jordanie, le retour de l’inflation
est lié à la flambée des produits énergétiques, tandis qu’en Tunisie, le pic inflationniste s’explique par la
hausse des prix de l’énergie et des biens de base.
98
Figure 1. Évolution de l’inflation des pays d’Agadir par paires
Taux d'inflation de l'Egypte et de la Jordanie
1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
INFAEGY
INFAJOR
Taux d'inflation de l'Egypte et du Maroc
0.35
0.30
0.25
0.20
0.15
0.10
0.05
0.00
-0.05
0.32
0.28
0.24
0.20
0.16
0.12
0.08
0.04
0.00
-0.04
1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
INFAEGY
INFAMAR
99
Taux d'inflation de l'Egypte et de la Tunisie
1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
INFAEGY
INFATUN
Taux d'inflation de la Jordanie et du Maroc
0.35
0.30
0.25
0.20
0.15
0.10
0.05
0.00
0.35
0.30
0.25
0.20
0.15
0.10
0.05
0.00
-0.05
1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
INFAJOR
INFAMAR
100
Taux d'inflation de la Jordanie et de la Tunisie
1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
INFAJOR
INFATUN
Taux d'inflation du Maroc et de la Tunisie
0.35
0.30
0.25
0.20
0.15
0.10
0.05
0.00
-0.05
0.12
0.10
0.08
0.06
0.04
0.02
0.00
-0.02
1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006
INFAMAR
INFATUN
101
Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) soutiennent que les différences de comportement de
l’inflation sont liées au choix du régime de politique monétaire89. Au sein du groupe
d’Agadir, cette affirmation est controversée. D’une part, entre 1996 et 2002, officiellement,
l’Égypte et la Jordanie pratiquent le même régime de politique monétaire, à savoir :
l’ancrage du taux de change nominal par rapport au USD (tableau 5, chapitre 1). Donc,
l’évolution de l’inflation dans ces deux pays devrait être similaire. Or, nous remarquons
une convergence notable de l’inflation en Égypte, non pas vers celle de la Jordanie, mais
vers l’inflation de la Tunisie, malgré leurs choix différents de politique monétaire. En effet,
l’Égypte poursuit une politique d’ancrage du taux de change nominal par rapport au USD,
tandis qu’en Tunisie, la politique monétaire repose sur le ciblage ferme de M2 et du taux de
change nominal multilatéral par rapport à un panier monétaire à titre souple et modéré.
Jusqu’à la fin de 2004, en Tunisie, le taux de change nominal est dirigé avec un
rattachement à parité glissante. Il est donc l’objet d’un semi-ancrage souple et modéré90.
D’autre part, entre 1986 et 1995, le taux de change multilatéral par rapport à un panier
monétaire constitue la cible intermédiaire de la politique monétaire au Maroc et en
Jordanie, même si la composition du panier de devises diffère entre les deux pays91. Certes,
durant cette période les dynamiques de l’inflation des deux pays se rapprochent, mais pas
au point de la forte harmonie notée entre 1996 et 2004. Pourtant, en 1996, à l’image de
l’Égypte, la Jordanie a opté pour l’ancrage intermédiaire du taux de change nominal
unilatéral par rapport au USD.
Par ailleurs, les régimes monétaires du Maroc et de la Tunisie divergent : le premier se
résume à l’ancrage du taux de change nominal par rapport à un panier monétaire et le
deuxième cible à titre ferme l’agrégat monétaire M2 parallèlement au ciblage géré et souple
du taux de change nominal par rapport à un panier monétaire. Paradoxalement, les
89 Dans les économies ouvertes, les mouvements du taux de change sont source d’inflation.
90 Pour ce faire, il est ajusté périodiquement par les autorités monétaires en fonction de certains indicateurs.
Malgré le caractère confidentiel de ces indicateurs, il est supposé qu’ils sont fixés en fonction du différentiel
d’inflation avec les pays partenaires et concurrents et de l’écart entre l’inflation par rapport à sa cible.
91 Rappelons que la répartition géographique du commerce extérieur et la composition de la dette extérieure
en monnaies étrangères sont différentes dans les deux pays.
102
dynamiques de l’inflation des deux pays ne s’écartent pas beaucoup. En particulier, on
remarque un rapprochement net entre 1990 et 1996.
Globalement, une harmonie de la dynamique de l’inflation dans les quatre pays membres
de l’accord d’Agadir est mise en évidence entre 1996 et 2003, et ce en dépit de la
divergence de leurs régimes monétaires.
Un courant imposant de la littérature met en exergue le lien entre le régime monétaire
d’ancrage du taux de change et la maîtrise de l’inflation {Loungani et Swagel (2001), Stone
et Bhundia (2004)…}. En classant 87 pays selon leurs régimes monétaires, Stone et
Bhundia (2004) trouvent une inflation moyenne de 12,8% pour les pays qui pratiquent le
régime d’ancrage du taux de change entre 1996 et 2000. Le groupe d’Agadir se situe en
deçà de cette norme puisque l’inflation moyenne pour tout le groupe entre 1986 et 2006 est
de 5,98%. Il est vrai que les régimes monétaires des quatre pays d’Agadir divergent en
termes de la variable taux de change de l’ancrage (unilatérale ou multilatérale), de la nature
de la pratique de cet ancrage (exclusive ou parallèle, de facto ou de jure). Néanmoins, dans
le cadre de cette analyse, nous regroupons tous les pays d’Agadir dans la catégorie générale
d’ancrage du taux de change.
Dans le but d’étudier la persistance des effets inflationnistes des chocs et l’outil
d’ajustement de ces effets dans les pays membres de l’accord d’Agadir, en utilisant la
méthode des doubles moindres carrés, nous estimons le modèle suivant à la façon de
Gerlach et Gerlach-Kristen (2006).
103
Estimation de la courbe de Phillips
Πt = a + aΠ Πt-p + ay yt + areer REERt + zt
Πt, Πt-p, yt, REERt représentent respectivement l’inflation présente, l’inflation retardée
de p (p= 4 mois)92, le gap de production et le taux de change effectif réel93. Les variables
sont mensuelles et sont considérées en LOG. La variable inflation est la différence première
de l’indice des prix à la consommation (CPI) à un écart annuel. L’introduction du taux de
change effectif réel et non pas nominal permet de capter l’impact des chocs des prix des
importations (ou chocs de demande réelle) sur l’inflation.
Tableau 9. Résultas de la régression du modèle de la courbe de Phillips
a
INF t - 4 (aΠ)
GAP (ay)
REER (areer)
Égypte
0.0774***
(3.2970)
(0.0234)
Jordanie
0.0164**
(1.9362)
(0.0085)
Maroc
0.0605
(1.0281)
(0.0588)
Tunisie
0.0418
(0.8307)
(0.0504)
0.8981***
(29.0004)
(0.0309)
-0.0034***
(2.5278)
(0.0013)
-0.0695*
(1.6937)
(0.0041)
0.9121
2.2071
0.5373***
(16.6082)
(0.0443)
-0.0223
(0.8258)
(0.0271)
-0.0762**
(2.1841)
(0.0186)
0.9469
1.7931
0.4868***
(12.9006)
(0.0377)
-0.0209
(0.5713)
(0.0367)
-0.0255
(1.3512)
(0.0188)
0.8646
1.9327
0.8341***
(22.2573)
(0.0332)
-0.0298***
(2.8216)
(0.0105)
-0.0079
(0.7177)
(0.0111)
0.9334
1.9715
R2ajusté
Durbin Watson
*, **, *** indiquent que les valeurs sont significatives à 10%, 5% et 1%. Les valeurs entre
parenthèses correspondent respectivement à la statistique T et à l’écart-type.
92 La corrélation des erreurs est présumée en raison de l’existence dans l’équation de la variable dépendante
en variable explicative retardée. D’où, l’estimation est réalisée en suivant la technique SURE («seemingly
unrelated regressions estimation»).
93 Le gap de production représente la différence entre la production effective et la production potentielle
obtenue par la technique du filtre Hodrick-Prescott.
104
Les résultats de la régression du modèle de Phillips mettent en exergue les éléments
suivants :
1)
Sur la base du critère de sensibilité de l’inflation aux effets permanents des chocs, le
groupe d’Agadir est hétérogène. Il peut être scindé en deux groupes : le premier inclut
l’Égypte et la Tunisie et le deuxième contient la Jordanie et le Maroc. Le premier groupe
affiche une forte persistance des effets des chocs sur l’inflation (le paramètre estimé de
l’inflation retardée est de 0.8981 pour l’Égypte et de 0.8341 pour la Tunisie). En Jordanie
et au Maroc, la persistance de l’inflation passée est plus faible (le paramètre estimé de
l’inflation passée est autour de 0.50). Au sein du groupe d’Agadir, le classement par ordre
croissant de la persistance de l’inflation est le suivant : le Maroc, la Jordanie, la Tunisie et
l’Égypte94.
2) Dans tout le groupe d’Agadir, une hausse du gap de production entraîne une baisse de
l’inflation. Néanmoins, le pouvoir explicatif de l’inflation par le gap de production est
statistiquement non significatif en Jordanie et au Maroc.
3) En Égypte et en Jordanie une appréciation de la monnaie domestique en termes
effectifs réels résulte en une baisse de l’inflation due à la baisse des prix des importations.
Ces résultats s’accordent avec ceux de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006). En Tunisie, le
paramètre estimé du taux de change effectif réel n’est pas statistiquement différent de zéro.
D’où, une variation du taux de change effectif réel ne semble pas avoir d’effet sur
l’inflation. Ce résultat peut être dû à l’ancrage du taux de change effectif réel par les
autorités monétaires tunisiennes dans le but de maintenir la compétitivité (voir tableau 6,
chapitre 1).
94 À l’inverse de nos résultats, Dropsy et Grand (2004) concluent que l’inflation est plus persistante et volatile
au Maroc qu’en Tunisie. Le tableau 10 indique que la volatilité de l’inflation est plus élevée au Maroc qu’en
Tunisie (0,028 contre 0,018). La divergence des résultats concernant la persistance de l’inflation dans les deux
pays peut être due au décalage de la période de l’étude. Celle des auteurs s’étale de 1960 à 2004, alors que
notre période débute en 1986 et se termine en 2006.
105
Les économistes du FMI (2007 f) ont estimé un modèle de courbe de Phillips pour la
Tunisie. Contrairement à Gerlach et Gerlach-Kristen (2006), les variables indépendantes
n’incluent pas le taux de change effectif réel. L’inflation future dépend uniquement de
l’inflation passée et de la production. Leurs résultats montrent que ce modèle n’a pas un
pouvoir prédictif significatif de l’inflation. En outre, l’inflation passée n’est pas en mesure
d’expliquer une part importante de l’inflation future. Ces résultats sont contradictoires avec
les nôtres. En effet, nos estimations de la courbe de Phillips indiquent une forte explication
significative de l’inflation future par l’inflation passée en Tunisie, ce qui nous a amenés à
mettre en évidence la persistance de l’inflation en Tunisie.
Par la suite, les économistes du FMI (2007 f) ont estimé un modèle proche de celui de
Gerlach et Gerlach-Kristen (2006). Ce modèle se présente comme suit :
Πt+h = a1 + a2 Πt + a3 Πt-1 + a4 NEERt + a5 M4t + a6 PPIt + εt+h
avec h = 3, 6, 9 et 12.
Πt+h, Πt, Πt-1, NEERt, M4t et PPIt représentent respectivement l’inflation future à un
horizon de h mois, l’inflation présente, l’inflation passée de 1 mois, le taux de change
effectif nominal présent, l’agrégat monétaire M4 présent et l’indice des prix à la production
présent. Notons que contrairement au modèle de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006), toutes
les variables indépendantes sont retardées (de h périodes).
Leurs résultats montrent qu’à un horizon de 12 mois, l’inflation présente n’explique pas
d’une manière significative l’inflation future. D’où, l’absence de persistance de l’inflation
en Tunisie. Contrairement à nos résultats, les économistes du FMI (2007 f) trouvent des
coefficients négatifs et plus élevés de la transmission des mouvements du taux de change
(toutefois en termes effectifs nominaux) à l’inflation future basée sur le CPI en Tunisie.
Toutefois, ces estimations demeurent fragiles sur le plan de la fiabilité statistique.
106
La littérature existante souligne qu’une forte persistance des effets inflationnistes des chocs
est associée à une volatilité importante de l’inflation. En fait, les deux critères (persistance
et volatilité de l’inflation) reflètent le non ajustement des effets inflationnistes des chocs par
le taux de change nominal. La tendance de l’hétérogénéité en matière de permanence des
effets inflationnistes des chocs est soutenue par le graphique comparatif de la volatilité de
l’inflation dans les pays d’Agadir (graphique 24), ainsi que par les écarts-types de la
variation annuelle de l’inflation (tableau 10). Cependant, le groupe caractérisé par
l’inflation à forte volatilité ne correspond pas au groupe à inflation persistante. L’inflation
est la plus volatile en Jordanie et en Égypte et la moins volatile au Maroc et en Tunisie. En
revanche, elle est la plus persistante en Égypte et en Tunisie et la moins persistante en
Jordanie et au Maroc.
Tableau 10. Propriétés statistiques de la croissance annuelle de l’inflation dans les
pays du groupe d’Agadir (données mensuelles, 1986-2006)
Croissance annuelle de
l’inflation
Moyenne
Maximum
Minimum
Ecart-type
Égypte
Jordanie
Maroc
Tunisie
-0.006984
0.159719
-0.180841
0.059217
0.002878
0.312323
-0.211654
0.070358
-0.002592
0.061207
-0.083789
0.028581
-0.000437
0.040165
-0.039322
0.018173
L’inflation est fortement volatile en Égypte (notamment sur la période 1986-1996). Cette
volatilité est soutenue et nourrie par les niveaux d’inflation passée. Néanmoins, à partir de
1996, on assiste à un changement radical et contradictoire : une stagflation est maintenue
jusqu’à 2004. La Jordanie est un cas contrasté. La persistance de l’inflation est faible,
tandis que la volatilité de l’inflation est la plus élevée au sein du groupe d’Agadir (tableau
10). Toutefois, la volatilité de l’inflation est particulièrement dominante à la fin des années
80. Par la suite, à partir de 1992, l’inflation devient peu volatile et à l’image de celle du
Maroc (l’écart-type de la variation annuelle de l’inflation entre 1992 et 2006 est de 0.0321),
ce qui nous permet de retrouver une concordance entre la persistance et la volatilité de
l’inflation pour les deux pays. Au Maroc, non seulement la persistance de l’inflation est
faible, mais aussi la volatilité de l’inflation est réduite. Le cas de la Tunisie est paradoxal.
D’une part, la régression montre que l’inflation passée est fortement persistante (0.8341).
D’autre part, la volatilité de l’inflation est minime au point d’atteindre une stagnation.
107
Graphique 24
Variation annuelle de l'inflation dans les pays du groupe d'Agadir
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DINFAEGY
DINFAJOR
DINFAMAR
DINFATUN
Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) soutiennent qu’une inflation persistante et volatile reflète
le fait que les autorités monétaires ne tolèrent pas les mouvements du taux de change
nominal en vue d’absorber les effets inflationnistes des chocs95. Ces auteurs trouvent que
les effets des chocs sur l’inflation sont moins persistants dans le pays où les autorités
95 À ce titre, rappelons que les deux pays étudiés par Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) sont Singapour et
Hong kong. Le régime de «currency borad» de Hong Kong exclut les mouvements du taux de change nominal
à des fins discrétionnaires de stabilisation de l’inflation et de la production. À Singapour, où le régime
monétaire repose sur l’ancrage de plusieurs indicateurs, le taux de change nominal joue le rôle d’outil
d’absorption des effets des chocs dans le but de préserver l’inflation et la production de toute fluctuation
excessive.
108
monétaires utilisent le taux de change nominal en tant qu’instrument d’absorption des effets
de ces chocs, autrement dit, dans le pays où le taux de change nominal ne constitue pas une
cible d’ancrage de la politique monétaire. Dans le même ordre d’idées, Taylor (2000)
affirme qu’une faible transmission du taux de change nominal aux prix est liée à un faible
niveau d’inflation avec une volatilité et une persistance réduites.
En suivant le même courant de recherche que Gerlach et Gerlach-Kristen (2006), en se
basant sur le critère de la persistance et de la volatilité de l’inflation, nous pouvons conclure
que, contrairement à l’Égypte et à la Tunisie, la Jordanie et le Maroc utilisent davantage le
taux de change nominal dans le but d’absorber les effets inflationnistes des chocs96. Cette
conclusion concorde avec nos affirmations analytiques préliminaires (basées sur les
graphiques, les relations de corrélation et de causalité de Granger et les régressions simples)
portant sur les relations entre le taux de change nominal et les prix dans les pays du groupe
d’Agadir (section 1). En effet, nous constatons que les éventualités d’une relation entre le
taux de change nominal et les prix sont plus fortes en Jordanie et au Maroc et plus faibles
en Tunisie et en Égypte.
À l’exception de l’épisode d’une forte inflation volatile et rapidement maîtrisée à la fin des
années 80, à l’image du Maroc, la Jordanie affiche une inflation faiblement volatile. Ces
résultats impliquent que dans ces deux pays, les effets inflationnistes des chocs sont
absorbés par un outil d’ajustement. Étant donné le double ciblage intermédiaire de facto de
la masse monétaire M2 et du taux de change nominal multilatéral jusqu’à 1995 en Jordanie,
puis du taux de change nominal par rapport au USD; et du taux de change nominal par
rapport à un panier monétaire au Maroc, l’amortissement des effets des chocs pourrait être
attribué au taux de change effectif nominal en Jordanie et au taux de change nominal
unilatéral au Maroc (voir également tableau 8). En outre, d’autres outils de la politique
monétaire peuvent contribuer à ces ajustements.
96 Hormis la période du pic inflationniste à la fin des années 80 concernant la Jordanie.
109
En Jordanie, il est présumé qu’en tant qu’outil de la politique monétaire, le taux d’intérêt à
court terme contribue à contrecarrer les effets des chocs sur les prix. D’ailleurs, les autorités
monétaires jordaniennes pratiquent une politique d’ajustement des taux d’intérêt par
rapport aux taux étrangers (notamment américains) en vue d’optimiser le niveau des
réserves de change (FMI, 2005 c). En particulier, la hausse du taux d’intérêt à court terme
en 1989 semble avoir facilité la maîtrise du pic inflationniste de la fin des années 80
(graphique 25). Cependant, cette relation n’est pas mise en évidence au cours des séries de
baisse du taux d’intérêt qui ont suivi l’adoption du ciblage du taux de change nominal par
rapport au USD en 1995. En dépit de la baisse graduelle du taux d’intérêt à court terme de
9% en 1998 à 2,5% en 2004, l’inflation n’est pas réactive, sauf à la fin de 2004 où l’on note
une légère pression inflationniste. Poddar et al. (2006) attribuent ce résultat à l’incapacité
du canal crédit à transmettre les changements de la politique monétaire en Jordanie. En
effet, le ratio des crédits domestiques par rapport au PIB est inélastique au taux d’intérêt à
court terme.
Au Maroc, une sensibilité relative de l’inflation au taux d’intérêt à court terme est mise en
évidence, notamment à la fin des années 90 (à titre d’exemple, sur le graphique 25 les
pressions inflationnistes de 1995, 2002 et 2006 coïncident avec des baisses du taux
d’intérêt à court terme). D’où, la contribution du taux d’intérêt de court terme à
l’ajustement des effets des chocs sur les prix est plausible.
110
Graphique 25
Variations annuelles du TMM et du CPI en Jordanie et au Maroc
3
2
1
0
-1
-2
-3
.35
.30
.25
.20
.15
.10
.05
.00
-.05
4
3
2
1
0
-1
-2
-3
-4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DTMMAJOR
DTMMAMAR
.12
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DCPIAJOR
DCPIAMAR
111
Le cas de la Tunisie est contradictoire. La maîtrise de la volatilité de l’inflation nous amène
à conclure que les effets inflationnistes des chocs sont ajustés par les mouvements du taux
de change nominal. Néanmoins, la forte persistance significative de l’inflation soulève la
question de l’incapacité du taux de change nominal à absorber totalement les effets
permanents des chocs sur l’inflation (rappelons que l’absence de relation entre le taux de
change nominal et les prix a été notée précédemment). Cette contradiction pourrait résulter
de la dynamique particulière de l’inflation en Tunisie. Les autorités monétaires veillent
scrupuleusement à préserver l’inflation constamment à des niveaux bas (graphiques 23 et
24). Par conséquent, le paramètre élevé de la persistance de l’inflation porte sur une petite
inflation maîtrisée et faiblement volatile, mais persistante. Ces caractéristiques de
l’inflation en Tunisie s’articulent autour du cadre spécifique de la politique monétaire en
Tunisie :
•
Sous la condition d’une relation stable et forte entre l’offre de monnaie et les prix,
via une politique monétaire rigoureuse de ciblage intermédiaire de l’agrégat monétaire M2,
l’inflation demeure sous le contrôle monétaire et ne peut être largement affectée par les
chocs.
•
Les réponses du taux de change nominal aux chocs sont modérées. Elles sont
encadrées par les autorités monétaires en raison du semi-ancrage du taux de change
nominal, motivé par la «peur du flottement».
•
Comparée aux autres membres de l’accord d’Agadir, la Tunisie a été relativement
épargnée des chocs exogènes97. Dans la mesure où l’inflation n’est pas largement exposée à
de nombreux chocs, le besoin d’absorption par le taux de change nominal est exclu.
•
Les autorités monétaires tunisiennes continuent à pratiquer l’administration des
prix. D’où la rigidité des prix. À ce titre, le tiers des prix inclus dans l’IPC est fixé par
l’État {Fanizza et al. (2002) et FMI (2007 f)} (voir tableau 11).
97 Depuis le milieu des années 80, la Tunisie n’a pas été affectée par des chocs de termes d’échange
significatifs. Les termes d’échange ont été stables entre 1985 et 1995; et une légère détérioration progressive
de 8% a marqué la deuxième moitié des années 90. Cependant, l’attaque terroriste de Djerba en avril 2002 a
provoqué une baisse dramatique des recettes du tourisme (chute de 13,7%). L’année 2003 marque la reprise
de la croissance qui a atteint 5,6% en termes réels. Les chocs exogènes tels que la crise irakienne et l’attentat
de Casablanca ont eu un impact limité sur l’économie tunisienne.
112
Tableau 11. Composantes, poids et volatilité du CPI en Tunisie (2001:1-2006:12)
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100
Pourcentage
administré
32,2
36,5
17,9
10,5
10,5
11,7
12,9
22,3
27,5
52,9
74,5
0
44,6
Écart-type
1,7
2,5
1,3
2,1
2,6
2,5
2,5
Indice Général
Alimentation
Logement
Santé
Transport
Textile
Services
Source : FMI (2007 f).
Conformément à la littérature existante, dans le but d’amortir les effets inflationnistes des
chocs, les autorités monétaires peuvent avoir recours aux outils de la politique monétaire, à
l’instar du taux d’intérêt à court terme et de la base monétaire.
Une relation positive entre l’inflation et les fluctuations de la base monétaire est illustrée
par le graphique 26. On note que les mouvements de l’inflation suivent de prés ceux de
l’accroissement de la base monétaire, notamment à partir de la fin des années 90. Il en
découle que les autorités monétaires tunisiennes manipulent la base monétaire en vue
d’absorber les effets des chocs sur l’inflation.
113
Graphique 26
Variation annuelle de la base monétaire et des prix (CPI)
en Tunisie
.10
.08
.06
.04
.02
.00
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DBASEATUN
DCPIATUN
.6
.4
.2
.0
-.2
-.4
114
Graphique 27
Variation annuelle du TMM et des prix (CPI) en Tunisie
.10
.08
.06
.04
.02
.00
4
2
0
-2
-4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DTMMATUN
DCPIATUN
Comme le montre le graphique 27, à la fin des années 80, le TMM et l’inflation varient en
sens inverse. Le pic inflationniste de 1989 et sa maîtrise en 1990 concordent
respectivement avec une baisse et une hausse du TMM. Au delà, aucune relation de
causalité ou de contrôlabilité ne peut être notée entre le taux d’intérêt à court terme et
l’inflation en Tunisie. En effet, on note des mouvements de l’inflation alors que le TMM
est constant (exemples : en 1995 et entre 2004 et 2006). D’où le taux d’intérêt de court
terme n’est pas manipulé par les autorités monétaires en vue d’ajuster l’impact des chocs
sur les prix. Ce résultat renforce l’idée qu’en Tunisie, le taux d’intérêt à court terme est bien
destiné à la réalisation de l’objectif de stabilisation financière.
115
En Égypte, l’évolution de l’inflation peut être scindée en deux parties : une inflation
fortement volatile entre 1986 et 1995 et une inflation stable entre 1996 et 2006, avec
toutefois une retour inflationniste à partir de 2004. Durant la première période, l’Égypte
possède l’inflation la plus volatile et la plus persistante du groupe d’Agadir. Dés lors, le
taux de change nominal ne contribue pas à l’ajustement des effets inflationnistes des chocs.
Ce comportement traduit pleinement l’ancrage du taux de change nominal par rapport au
USD dans le cadre de la politique monétaire.
Graphique 28
Variation annuelle du taux de change nominal (1EGP/USD), du taux
de change effectif nominal et des prix (CPI) en Egypte
0.4
.4
.3
.2
.1
.0
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERAEGY
DNEERAEGY
DCPIAEGY
0.0
-0.4
-0.8
-1.2
116
À partir de 1996, l’inflation n’affiche plus aucune volatilité. Elle est parfaitement maîtrisée
par les autorités monétaires malgré la poursuite de l’ancrage du taux de change nominal
unilatéral. Cette stagflation pourrait être attribuée à l’absorption des effets inflationnistes
des chocs soit par le taux de change effectif nominal (voir le graphique 28), soit par le taux
d’intérêt à court terme, en tant qu’outil de la politique monétaire. Cette dernière possibilité
peut être soutenue dans la mesure où, à partir de 1993, une sensibilité potentielle des prix
au taux d’intérêt à court terme est soulignée. Les décroissances du TMM en 1993, 1994 et
2004 correspondent aux pressions inflationnistes notées. De même, la hausse du TMM
entre 1999 et 2002 semble obéir à une optique anti-inflationniste : elle s’accompagne par
une maîtrise totale de l’inflation (graphique 29).
Graphique 29
Variation annuelle du TMM et des prix (CPI) en Egypte
.4
.3
.2
.1
.0
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DTMMAEGY
DCPIAEGY
2
1
0
-1
-2
117
Le pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix en Égypte entre 1996 et
2006 est mis en exergue. Les autorités monétaires égyptiennes soulignent la dominance du
phénomène de l’inflation importée (El-Sakka et Ghali, 2005). En dépit d’une politique
monétaire restrictive via le décroissement de l’offre de monnaie, des pressions
inflationnistes émergent en réponse à la dépréciation de la monnaie domestique (l’inflation
est passée de 2.7% en 2002 à 3.8% en 2003; et a atteint 12% en 2004 et en 2006). Les
économistes du FMI (2006 g) affirment que le retour de l’inflation est dû à la transmission
retardée de la dépréciation nominale profonde de la monnaie égyptienne en 2003.
Dans le même ordre d’idées, en étudiant les effets des chocs internes et externes, Kia
(2004) conclut qu’en Égypte, à court terme, l’offre de monnaie, le taux d’intérêt et le taux
de change peuvent influencer l’inflation. En revanche, à long terme, les sources de
l’inflation sont liées aux mouvements du taux de change nominal.
En partant de la persistance et de la volatilité de l’inflation, l’approche de Gerlach et
Gerlach-Kristen (2006) nous a amenés à aborder la capacité du taux de change à absorber
les effets inflationnistes des chocs. Dans ce sens, la notion du pouvoir de transmission du
taux de change nominal aux prix a été abordée. C’est pourquoi, dans le but de suivre notre
fil conducteur de recherche, l’objet de la section suivante est l’étude du pouvoir de
transmission du taux de change nominal aux prix.
118
3. Pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix et ajustement des
effets inflationnistes des chocs
3.1. Pouvoir de transmission du taux de change nominal : définition et revue de la
littérature
Conventionnellement, la littérature existante stipule que le taux de change nominal est pris
en considération dans la conduite d’une politique monétaire optimale lorsque ses
mouvements affectent les écarts d’inflation ou de production. Cela nous conduit à aborder
la notion du pouvoir de transmission du taux de change nominal ou du «Pass-through».
Dans le cadre de notre travail, l’accent est mis sur la transmission des mouvements du taux
de change aux prix98.
Le pouvoir de transmission du taux de change nominal mesure l’effet des fluctuations du
taux de change nominal sur les prix à travers les changements des prix des importations.
L’indice des prix à la consommation est affecté directement par les variations des prix des
importations et indirectement à travers les effets des mouvements du taux de change sur la
demande domestique agrégée99. Conventionnellement une appréciation de la monnaie
domestique engendre une baisse des prix domestiques.
En théorie, le pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix est lié à
l’orientation de la politique monétaire pratiquée100. Ainsi, on s’attend à ce que la
transmission soit faible dans les pays qui se caractérisent par une maîtrise rigoureuse de
98 Dans la mesure où les fluctuations du taux de change entraînent des variations des prix des biens
échangeables et non échangeables, le taux de change réel est affecté et une situation de mésalignement peut
apparaître, suivie par un effet sur le gap de production.
99 Les prix à la consommation peuvent ne pas répondre aux mouvements du taux de change nominal si les
variations des prix des importations sont absorbées par le canal de distribution des biens importés (FMI, 2007
f). Par ailleurs, la transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix à la consommation peut
être atténuée en raison de la baisse des prix des producteurs étrangers qui désirent maintenir leur part de
marché.
100 Un courant de recherche fondé sur le commerce international {Marazzi et al. (2005) et Bergin et Feenstra
(2007)} souligne que la puissance de transmission du taux de change nominal dépend du régime de change
adopté par le pays exportateur principal vers l’économie en question. Une hausse des importations provenant
du pays pratiquant un régime de change fixe par rapport à la monnaie domestique réduit la transmission du
taux de change aux prix. Ce résultats est obtenu à travers deux effets : 1) l’effet direct de la stabilité du taux
de change entre la monnaie du pays d’origine des importations et la monnaie domestique, et 2) l’effet indirect
via l’ajustement compétitif des autres pays exportateurs. Dans ce sens, Bergin et Feenstra (2007) concluent
qu’il est avantageux pour les États-unis d’augmenter leurs importations provenant de Chine en raison du taux
de change fixe USD/yuan.
119
l’inflation à des niveaux bas et par une volatilité réduite du taux de change. Par contre, dans
les pays qui tolèrent de fortes volatilités de l’inflation et du taux de change nominal, il est
présumé que la transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix est
élevée. Le premier cas correspond à une politique monétaire restrictive et le deuxième
reflète une politique monétaire expansionniste. Devreux et Yetman (2002) mettent en
lumière la nécessité pour la Banque Centrale d’une économie ouverte de tenir compte de
l’endogénéité du degré de transmission du taux de change aux prix au moment de
concevoir sa politique monétaire.
Dans le but de mettre en évidence la relation entre la transmission des variations du taux de
change aux prix et la conduite de la politique monétaire, une illustration théorique simple
est présentée.
La règle monétaire suivie par la Banque centrale revêt cette forme :
it = θ + δ πt + µt
(1)
it est le taux d’intérêt nominal, πt est l’inflation et µt est une variation aléatoire du taux
d’intérêt qui rend compte de l’incertitude caractérisant la règle monétaire.
La parité des taux d’intérêt non couverte s’écrit comme suit101 :
it = i*
t + Et st+1 - st
En combinant les équations (1) et (2), nous obtenons la relation suivante :
θ + δ πt + µt = i*
t + Et st+1 - st
(2)
(3)
101 Rappelons toutefois que la parité des taux d’intérêt se vérifie dans le cas où les détenteurs nationaux
d’actifs peuvent acquérir des actifs libellés en monnaie étrangère et échangeables à l’échelle internationale.
Or, à l’exception de l’Égypte, dans le reste du groupe d’Agadir, les restrictions sur les mouvements des
capitaux sont maintenues et les monnaies domestiques sont semi-convertibles (concernant la Tunisie, voir
chapitre 3 de la deuxième partie).
120
La relation (3) implique l’égalité entre le taux d’intérêt nominal visé par les autorités
monétaires et le taux d’intérêt nominal en vigueur, déterminé par la condition de parité des
taux d’intérêt. Elle établit une relation entre l’inflation et les valeurs contemporaines et
futures attendues du taux de change nominal.
La revue de la littérature traitant du pouvoir de transmission du taux de change aux prix
(«pass-through») est particulièrement abondante aussi bien pour les pays industrialisés que
pour les économies émergentes {Taylor (2000), Goldfajn et Werlang (2000), Calvo et
Mishkin (2003), Campa et Goldberg (2005, 2006 a et 2006 b), Edwards (2006), Ito et Sato
(2006), Duma (2008)…}. En outre, un courant de recherche imposant sur le pouvoir de
transmission dans les pays du Sud et de l’Est de la Méditerranée (PSEM) et du Moyen-
Orient et de l’Afrique du Nord (MENA) s’affirme {Choudhri et Hakura (2001), Choudhri
et al. (2002), Kandil et Mirzaie (2003), Boughrara (2007), Al-Mashat (2007), Neaime
(2007)…}.
Dans le cadre de notre travail, nous étudions la transmission des mouvements du taux de
change nominal aux prix dans les pays du groupe d’Agadir. Nous abordons cette question
non pas dans un contexte de transmission de la politique monétaire, ni dans une optique
d’identification des sources de l’inflation, mais sous l’angle du pouvoir d’ajustement des
effets des chocs sur les prix du taux de change nominal.
Le reste de cette section est organisé comme suit : en premier lieu, l’approche empirique de
la transmission des fluctuations du taux de change nominal aux prix en Tunisie du FMI
(2007 f) est présentée. En deuxième lieu, le courant de pensée d’Edwards (2006) est décrit.
Enfin, en troisième lieu, nous appliquons la méthode d’Edwards (2006) aux quatre pays
d’Agadir, objet de notre étude.
121
3.2. Modèle d’estimation de la transmission du taux de change nominal aux prix du
FMI (2007 f)
Dans le but d’étudier la transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix
à la consommation en Tunisie, les économistes du FMI (2007 f) estiment un modèle simple
par la méthode des moindres carrés ordinaires. Leur modèle se présente comme suit :
∆ CPIt = b0 + b1 ∆ CPIt-j + b2 ∆ NEERt-k + b3 Xt + εt
Les variables sont exprimées en fréquence mensuelle et en différence annuelle. CPIt, CPIt-
j et NEERt-k représentent respectivement l’indice des prix à la consommation actuel,
l’indice des prix à la consommation passé de j mois et le taux de change effectif nominal
passé de k mois. Xt est un vecteur de plusieurs variables de contrôle, incluant notamment
l’agrégat monétaire M4 et le changement des prix des biens administrés. εt est le terme
d’erreur.
Les auteurs calculent la transmission à long terme des mouvements du taux de change
nominal aux prix (CPI). Cette dernière est obtenue par la formule suivante :
TLT = -ΣN
j=0 bj / 1 – ΣM
i=1 bi
Ils arrivent à la conclusion qu’une dépréciation de 1% du dinar tunisien entraîne une hausse
de 0.008% des prix à la consommation. Le processus complet de transmission aux prix à la
consommation nécessite 18 mois. À long terme, la transmission des mouvements du taux
de change aux prix est estimée à 0.065. Ainsi, une dépréciation de 10% du dinar résulte à
long terme en une hausse des prix de 0.65%. Ce pouvoir de transmission passe de 0.65% à
0.93% lorsque les variables de contrôle sont incluses (administration du tiers des prix,
agrégat monétaire M4…). Ces résultats sont conformes à ceux de Choudhri et Hakura
(2001) concernant la Tunisie. Le faible pouvoir de transmission des fluctuations du taux de
change nominal aux prix à la consommation est en accord avec l’idée que la transmission
est réduite dans les économies à faibles taux d’inflation, tel que souligné par la littérature.
122
Par ailleurs, un résultat intéressant ressort de l’étude du FMI (2007 f) : le paramètre estimé
de la persistance de l’inflation est autour de 0.88. La persistance de l’inflation en Tunisie
confirme nos résultats précédents, obtenus en suivant l’approche de Gerlach et Gerlach-
Kristen (2006).
123
3.3. Approche d’Edwards (2006)
Nombre d’auteurs préconisent le déclin du pouvoir de transmission du taux de change
nominal aux prix, résultant essentiellement d’une politique monétaire rigoureuse contre la
volatilité de l’inflation, dans la mesure où les pressions inflationnistes émanant de
l’étranger s’atténuent102. Toutefois, cette ligne de pensée exclut l’impact indirect de la
transmission du taux de change nominal aux prix sur le taux de change réel.
Edwards (2006) évoque le rôle du taux de change réel. Sachant que le taux de change réel
peut être défini comme le rapport des prix des biens non échangeables aux prix des biens
échangeables, il est important de distinguer entre la transmission des changements du taux
de change nominal aux prix des biens échangeables et la transmission aux prix des biens
non échangeables.
Dans la littérature existante, le lien entre le pouvoir de transmission du taux de change
nominal aux prix et la capacité d’ajustement des effets inflationnistes des chocs du taux de
change nominal n’est pas suffisamment mis en évidence (Mishkin, 2000 a). Edwards établit
ce lien sur la base du postulat suivant :
Le pouvoir d’absorption des effets inflationnistes des chocs par le taux de change nominal
est considéré effectif lorsque la transmission des variations du taux de change nominal aux
prix des biens échangeables est forte et que la transmission aux prix des biens non
échangeables est faible. Ainsi, pour que le taux de change nominal soit un instrument
d’ajustement des effets des chocs, il est indispensable que les variations du taux de change
nominal soient transmises au taux de change réel (Edwards et Levy-Yeyati, 2005). Par
conséquent, la notion de transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix
soulève non seulement la question de l’inflation, mais aussi l’efficacité du taux de change
nominal en tant qu’outil d’absorption des effets des chocs.
102 Campa et Goldberg (2005 et 2006 b) concluent que la transmission des mouvements du taux de change
aux prix aurait plutôt augmenté dans de nombreux pays de l’OCDE.
124
Cette relation repose sur trois hypothèses monétaristes traditionnelles :
1) la loi du prix unique pour les biens échangeables : E = PT / PT
*
E est le taux de change nominal. Il représente les unités de monnaies domestiques pour une
*sont les prix des biens échangeables
seule unité de monnaie étrangère. PT et PT
domestiques et étrangers.
2) Les prix des biens non échangeables PN sont gérés par les conditions internes du marché
des biens non échangeables.
3) Les salaires sont rigides, ils ne réagissent pas à la dépréciation nominale de la monnaie
domestique.
Étant donné que le taux de change réel est défini comme le rapport des prix des biens non
échangeables aux prix des biens échangeables (PN / PT), et sous les hypothèses
précédentes, une appréciation du taux de change nominal E (dépréciation nominale de la
monnaie domestique) entraîne une hausse des prix des biens échangeables et donc une
dépréciation du taux de change réel (appréciation de la monnaie domestique en termes
réels). Dés lors, le taux de change nominal joue un rôle effectif dans l’absorption des effets
des chocs.
125
3.4. Application du modèle d’Edwards (2006) aux pays du groupe d’Agadir
Dans le cadre de notre travail de recherche, l’accent est mis sur les effets des variations
anticipées et non anticipées du taux de change nominal dans les pays du groupe d’Agadir.
À ce stade, il est important de souligner la distinction entre les deux types de variations.
Dans le premier cas, nous étudions le pouvoir de transmission du taux de change nominal et
sa capacité d’absorption des effets des chocs. Le taux de change nominal est manipulé par
les autorités monétaires. Il s’agit donc de fluctuations du taux de change nominal anticipées
et gérées par les autorités monétaires. Elles sont menées dans le but d’être transmises aux
prix et de contrecarrer les effets inflationnistes des chocs103. En d’autres termes, en accord
avec la théorie économique, l’évolution attendue du taux de change nominal s’explique par
l’évolution des variables macroéconomiques fondamentales, notamment les prix.
Les pays du groupe d’Agadir ont d’ores et déjà engagé la transition à terme vers une
politique monétaire de ciblage de l’inflation104. Par ailleurs, une forte transmission des
mouvements du taux de change nominal aux prix peut entraver l’implantation d’une
politique de ciblage de l’inflation dans les économies émergentes (Boughrara, 2007). La
réaction de la Banque Centrale par la hausse du taux d’intérêt à court terme en réponse à
l’inflation transmise par les mouvements du taux de change nominal peut se révéler
problématique. Ainsi, un faible pourvoir de transmission du taux de change nominal aux
prix procure plus de liberté aux autorités monétaires et facilite l’implantation d’une
politique de ciblage de l’inflation. Dés lors, l’étude du rôle du taux de change nominal dans
les économies émergentes du groupe d’Agadir devient incontournable.
Dans le deuxième cas, les mouvements volatils non anticipés du taux de change nominal
traduisent des chocs de change. Il convient donc d’analyser les vulnérabilités et les
réponses des variables aux chocs de change. Ce volet sera traité dans le cadre de l’étude
empirique.
103 Un courant de recherche précise que les mouvements attendus du taux de change nominal sont liés aux
comportements et anticipations des agents (par exemple : Kandil et Mirzaie, 2003).
104 Rappelons que les périodes de transition vers l’implantation effective du ciblage de l’inflation varient au
sein du groupe d’Agadir. Elles varient de 1 à 2 ans pour l’Égypte à plus de 5 ans pour la Tunisie (FMI, 2006
b).
126
Le taux de change nominal constitue un outil performant dans l’absorption des effets
inflationnistes des chocs seulement si les mouvements du taux de change nominal sont
fortement transmis aux prix des biens échangeables et faiblement transmis aux prix des
biens non échangeables. Dans ce contexte, étudier si le taux de change nominal est actif en
tant qu’outil d’ajustement des effets des chocs dans les pays du groupe d’Agadir revient à
examiner la capacité de transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix
domestiques des biens échangeables et non échangeables dans ces pays.
Nous avons consciemment opté pour l’approche d’Edwards (2006) en raison de sa
ventilation des prix en prix des biens échangeables et prix des biens non échangeables. Le
travail de l’auteur permet d’isoler la sensibilité des prix des biens échangeables aux
mouvements du taux de change nominal de celle des prix des biens non échangeables. Cette
approche est pertinente dans le sens où la littérature existante s’accorde sur le fait que, dans
la mesure où les biens échangeables ont une plus forte teneur en inputs importés, ces biens
sont plus réactifs au taux de change nominal {Campa et Goldberg (2006 a) et Bacchetta et
van Wincoop (2003)}.
La question de la transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix des
biens échangeables et non échangeables dans les pays d’Agadir est difficile à traiter. D’une
part, les données sur les prix des biens non échangeables sont rares, en particulier pour les
pays émergents.
D’autre part, il est important de noter que dans les pays de l’accord d’Agadir, le taux de
change nominal est une variable dont les mouvements ne sont pas tolérés. Il constitue
l’ancrage de la politique monétaire en Jordanie depuis 1996, en Égypte jusqu’à la fin de
2002 et, à titre modéré, souple et implicite, en Tunisie jusqu’à la fin de 2004. Ces différents
régimes sont résumés dans le tableau 5 (chapitre 1) et sont illustrés par le graphique 30. De
plus, dans les pays du groupe d’Agadir, certains prix continuent à être administrés par les
autorités monétaires105. Devreux et Yetman (2002) soulignent que la faible incidence des
105 L’administration des prix en Tunisie est présentée dans le tableau 11.
127
variations du taux de change sur les prix est imputable à la rigidité des prix et aux
caractéristiques structurelles du commerce international. Par conséquent, la combinaison
entre l’ancrage du taux de change nominal et l’administration des prix risque d’affaiblir le
pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix (Billmeier et Bonato, 2004).
Graphique 30
Variation annuelle du taux de change nominal (1unité monnaie
domestique/USD) dans les pays du groupe d'Agadir
0.4
0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1.0
-1.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERAEGY
DNERAJOR
DNERAMAR
DNERATUN
128
Dans le but de pallier ces deux difficultés, en premier lieu, en raison de l’absence des
données sur les biens échangeables et non échangeables, à l’image d’Edwards (2006), nous
avons choisi d’utiliser des variables de substitution («proxies»). L’indice des prix à la
consommation (CPI) représente le niveau des prix des biens non échangeables et l’indice
des prix à la production (PPI) représente le niveau des prix des biens échangeables. Certes,
cette méthode apparaît inhabituelle. Toutefois, contrairement aux pays industrialisés, les
prix des services n’existent pas pour les pays émergents. En outre, dans la littérature,
plusieurs auteurs tels que Campa et Goldberg (2006 a) et Bacchetta et van Wincoop (2003)
ont eu recours à l’approximation des prix des biens non échangeables par le CPI. De même,
les économistes du FMI (2005 d) étudient la relation dynamique entre le taux de change
nominal et les prix en Égypte, avec un cloisonnement entre l’indice des prix à la
consommation (CPI) et l’indice des prix de gros (WPI).
Dans le même ordre d’idées, Ito et Sato (2006) soulignent que dans un contexte où le taux
de change nominal jour le rôle d’outil de correction des déséquilibres, la transmission des
mouvements du taux de change nominal aux prix des importations ou aux prix de gros
(WPI) est favorable, tandis que celle aux prix à la consommation (CPI) est nuisible. Ce
raisonnement rejoint celui d’Edwards (2006), dans la mesure où une forte transmission aux
PPI et un faible transmission au CPI implique que le taux de change agit en tant
qu’instrument d’absorption des effets des chocs, notamment sur les prix.
Dans la section précédente, en suivant l’approche de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006),
nous avons formulé des conclusions quant au pouvoir du taux de change nominal à
absorber les effets inflationnistes des chocs. Néanmoins, ces conclusions s’appuient sur une
relation entre le taux de change nominal et l’inflation basée sur le CPI. Or, dans la
littérature existante, il est présumé que le pouvoir de transmission du taux de change
nominal à l’indice des prix des importations et au PPI est plus fort qu’au CPI. C’est
pourquoi, l’approche d’Edwards nous paraît appropriée dans le sens où elle permet de
prolonger et de compléter le courant de recherche entamé par l’approche de Gerlach et
Gerlach-Kristen (2006).
129
En deuxième lieu, compte tenu de la dominance de l’ancrage du taux de change nominal
unilatéral (par rapport au USD) dans le groupe d’Agadir, nous avons opté pour un taux de
change nominal multilatéral dont les mouvements sont plus volatils : le taux de change
effectif nominal (voir les écarts-types dans le tableau 8). Dans le même ordre d’idées, Al-
Mashat et Billmeier (2007) concluent qu’en Égypte, à l’opposé du taux de change nominal
unilatéral par rapport au USD, le taux de change effectif nominal amplifie le pouvoir de
transmission d’un choc de politique monétaire aux prix. Ces auteurs expliquent le faible
pouvoir de transmission du taux de change nominal unilatéral par l’ancrage de facto de la
livre égyptienne au dollar. Neaime (2007) a étudié les mécanismes de transmission de la
politique monétaire dans les pays du MENA (Moyen-Orient et Afrique du Nord) à l’aide de
modèles SVAR. Toutefois, étant donné que l’auteur a choisi la variable taux de change
nominal unilatéral par au dollar, il trouve qu’en Jordanie, la réponse des prix aux
mouvements du taux de change nominal n’est pas significative. Ce résultat n’est pas
surprenant dans la mesure où la politique monétaire de la Jordanie repose sur l’ancrage
ferme du taux de change nominal par rapport au dollar.
Par ailleurs, certains économistes soulignent que dans le but de mesurer la dévaluation de la
monnaie des pays en voie de développement, le taux de change en termes effectifs est plus
approprié que le taux de change unilatéral {Rana et Dowling (1985) et Bahmani-Oskooee
et Malixi (1992)}.
Une analyse comparative entre le taux de change nominal unilatéral (par rapport au USD)
et le taux de change effectif nominal des pays membres du groupe d’Agadir est corroborée
par les graphiques suivants (graphiques 31 à 34).
130
Graphique 31
Variation annuelle du taux de change nominal (1EGP/USD) et
du taux de change effectif nominal en Egypte
0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1.0
-1.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERAEGY
DNEERAEGY
En Égypte, jusqu’à fin 2002, la cible intermédiaire de la politique monétaire était le taux de
change nominal unilatéral par rapport au dollar (USD). En revanche, nous pouvons
constater une volatilité du taux de change nominal en termes effectifs, avec un
accroissement notable depuis 2001. À partir de 2003, année officielle de l’introduction du
flottement libre, la politique monétaire de jure cible des agrégats monétaires (FMI, 2004 d
et 2005 a). Toutefois, nous remarquons un retour à l’ancrage du taux de change nominal par
rapport au USD dés 2004, confirmé par la classification du FMI (2006 d)106.
106 Rappelons que, depuis la rupture de l’ancrage du taux de change nominal en 2003, la classification du
régime de politique monétaire de l’Égypte est controversée (voir la classification des politiques monétaires
des pays du groupe d’Agadir, chapitre 1).
131
Graphique 32
Variation annuelle du taux de change nominal (1JRD/USD) et
du taux de change effectif nominal en Jordanie
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERAJOR
DNEERAJOR
Il semblerait que durant toute la période de notre étude 1986-2006, implicitement ou
explicitement, la politique monétaire jordanienne repose sur l’ancrage du taux de change
nominal unilatéral par rapport au USD. L’évolution de l’ancrage nominal intermédiaire de
la politique monétaire en Jordanie montre que durant la période 1986-1995, bien que le
régime monétaire officiel soit l’ancrage de la masse monétaire, parallèlement au ciblage
implicite du taux de change par rapport à un panier monétaire, le taux de change effectif
nominal affiche une volatilité modérée, voire de même ampleur que celle du taux de change
nominal par rapport au USD (supposé flotter avec plus de flexibilité). Il apparaît donc que
l’ancrage du taux de change effectif nominal n’était pas ferme. À partir de 1996, la
tendance est inversée : suite à l’adoption du ciblage intermédiaire du taux de change
132
nominal unilatéral par rapport au USD, on assiste à un ancrage ferme et clair de la nouvelle
cible intermédiaire. Le taux de change nominal est solidement ancré au dollar et affiche une
stabilité parfaite, alors que la volatilité du taux de change effectif nominal s’accroît.
Graphique 33
Variation annuelle du taux de change nominal 1MAD/USD et
du taux de change effectif nominal au Maroc
.2
.1
.0
-.1
-.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERAMAR
DNEERAMAR
Au Maroc, en accord avec la politique monétaire officielle d’ancrage du taux de change par
rapport à un panier monétaire, le taux de change effectif nominal est maintenu stable,
notamment à partir de 1995, avec certains ajustements ponctuels. En revanche, le taux de
change nominal par rapport au USD fluctue librement.
133
Graphique 34
Variation annuelle du taux de change nominal (1TND/USD) et
du taux de change effectif nominal en Tunisie
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNERATUN
DNEERATUN
En Tunisie, le taux de change nominal par rapport au USD varie plus librement que le taux
de change effectif nominal. Parallèlement au ciblage de l’agrégat monétaire M2, le taux de
change effectif nominal est l’objet d’un semi-ancrage souple et modéré. Il affiche une
volatilité maîtrisée. Toutefois, on observe un relâchement de l’ancrage du taux de change
effectif nominal à partir de 2000. Cet assouplissement résulte de l’abandon de la règle de
stabilisation du taux de change effectif réel dans le cadre d’une optique de transition
progressive vers un régime de change plus flexible.
134
Graphique 35
Variation annuelle du taux de change effectif nominal
dans les pays du groupe d'Agadir
0.2
0.0
-0.2
-0.4
-0.6
-0.8
-1.0
-1.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAEGY
DNEERAJOR
DNEERAMAR
DNEERATUN
Le taux de change effectif nominal (NEER) est une variable qui fluctue en Égypte et en
Jordanie (officiellement à partir de 1996). En Tunisie, les mouvements du taux de change
effectif nominal sont gérés, à titre souple et modéré, avec un relâchement marqué à partir
de 2000107. Au Maroc, le taux de change effectif nominal affiche une certaine volatilité
jusqu’en 1995. Par la suite, en raison d’une pratique plus rigoureuse de l’ancrage exclusif
107 En Tunisie, l’ancrage souple et maîtrisé est exercé sur un taux de change nominal multilatéral. Le FMI
(2004 d) affirme que le rattachement du taux de change nominal est un taux multilatéral dont les pondérations
sont périodiquement ajustées en fonction des différentiels d’inflation avec les pays partenaires et concurrents,
ainsi qu’en fonction d’autres variables confidentielles. Dans le cadre de notre travail, nous supposons que le
taux de change multilatéral d’ancrage est proche du taux de change effectif nominal.
135
du taux de change nominal par rapport à un panier monétaire, le taux de change effectif
nominal est maintenu quasi-stable108.
L’impact des fluctuations du taux de change nominal sur les prix des biens échangeables et
non échangeables peut être modélisé par des VAR structurels (SVAR). Toutefois, ces
modèles nécessitent l’imposition de restrictions de court terme et de long terme sur les
effets des variations du taux de change nominal sur les prix. Cette étape repose sur des
relations complexes entre les variables, confirmées par la théorie économique. C’est
pourquoi, bon nombre de chercheurs utilisent la méthode des doubles moindres carrés
(«Two Stage Least Squares»). C’est également une des techniques choisies afin de
répondre à notre question de recherche.
L’équation à estimer par la technique des doubles moindres carrés (ou MCO à deux
niveaux) est la suivante :
∆ Pt = b0 + b1 ∆ Et + b2 P* + b3 ∆ Pt P + ωt
Pt représente respectivement les prix des biens non échangeables et les prix des biens
échangeables. Ils sont remplacés par l’indice des prix à la consommation (CPI) pour les
prix des biens non échangeables et l’indice des prix à la production (PPI) pour les prix des
biens échangeables. Ainsi, pour chaque pays du groupe d’Agadir, deux équations sont
estimées. Dans la première estimation, la variable endogène est la variation des prix des
biens non échangeables (∆ CPI). Dans la seconde, c’est la variation des prix des biens
échangeables (∆ PPI).
Et est le taux de change effectif nominal (NEER). Les Statistiques Financières
Internationales du FMI ne fournissent pas de NEER pour l’Égypte et la Jordanie. Ces
variables sont construites par nos propres moyens sur la base des poids des échanges
108 Certes les mouvements du taux de change effectif nominal ne sont pas tolérés au Maroc. Cependant, les
autorités monétaires peuvent décider de certains ajustements en réponse aux chocs, exemple : la dépréciation
du MAD en termes nominaux effectifs de plus de 5% en 1991.
136
commerciaux109. En ce qui concerne la Tunisie et le Maroc, le NEER provient directement
du CD-ROM du FMI «Statistiques Financières Internationales».
P* est l’indice des prix étrangers. Il s’agit spécifiquement des indices CPI et PPI
américains, obtenus du CD-ROM du FMI «Statistiques Financières Internationales».
Pt P représente la variable prix retardée de p mois. Sur la base des critères Akaike et FPE
(«final prediction error»), le retard p (en mois) est respectivement fixé à 3, 5, 6 et 3 pour
l’Égypte, la Jordanie, le Maroc et la Tunisie.
Les données sont mensuelles et couvrent la période allant de 1986:1 à 2006:12. Les
variables sont exprimées en LOG et sont considérées en différence annuelle110. Elles sont
présentées sur les graphiques suivants (graphiques 36 à 39).
Dans la mesure où la variable dépendante retardée est une variable explicative dans le
modèle, les estimations par la méthode des doubles moindres carrés peuvent être biaisées
en raison d’une corrélation des erreurs. Dans ce cas, le test de Durbin-Watson n’est pas
approprié pour détecter la présence de ces corrélations. C’est pourquoi, le test des
corrélations des séries de Breusch-Godfrey est appliqué. Ce test confirme l’existence de
corrélations des erreurs. Par conséquent, l’estimation est menée par la technique SURE
(«seemingly unrelated regressions estimation»).
109 La conformité des séries a été vérifiée sur la base des séries contenues dans les travaux du FMI (2005 b et
2007 b).
110 Dans le but de mieux capter la dynamique des prix, la différence première annuelle des variables est
calculée avec un écart de 12 mois.
137
Graphique 36
Variation annuelle du taux de change effectif nominal (NEER),
du CPI et du PPI en Egypte
0.4
0.0
-0.4
-0.8
-1.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAEGY
DCPIAEGY
DPPIAEGY
138
Graphique 37
Variation annuelle du taux de change effectif nominal (NEER),
du CPI et du PPI en Jordanie
.8
.6
.4
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAJOR
DCPIAJOR
DPPIAJOR
139
Graphique 38
Variation annuelle du taux de change effectif nominal (NEER),
du CPI et du PPI au Maroc
.15
.10
.05
.00
-.05
-.10
-.15
-.20
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAMAR
DCPIAMAR
DPPIAMAR
140
Graphique 39
Variation annuelle du taux de change effectif nominal (NEER),
du CPI et du PPI en Tunisie
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERATUN
DCPIATUN
DPPIATUN
141
Tableau 12. Résultats de l’estimation par la technique SURE de la transmission du taux de change nominal aux prix
Égypte
DCPI
0.0189***
(3.0429)
(0.0062)
-0.0396***
(4.0123)
(0.0098)
-0.3147*
(1.4305)
(0.2216)
0.8518***
(25.3939)
(0.0335)
0.7737
Jordanie
DCPI
DPPI
0.0068*
0.0104***
(1.6002)
(2.8994)
(0.0042)
(0.0036)
-0.2508***
-0.0334***
(21.7036)
(3.2789)
(0.10115)
(0.0102)
0.2689*
0.0364
(1.7886)
(0.5105)
(0.1503)
(0.0713)
0.8423*** 0.4751***
(17.5072)
(25.8087)
(0.02714)
(0.0326)
0.8858
0.7907
Maroc
DCPI
DPPI
0.0014
0.0169***
(0.4186)
(2.9096)
(0.0058)
(0.0035)
-0.5423*** 0.1128***
(3.3179)
(13.4496)
(0.0342)
(0.0403)
0.3044***
0.0610
(2.8805)
(0.3944)
(0.1056)
(0.1548)
0.5992***
0.2955***
(13.9803)
(6.6004)
(0.0428)
(0.0447)
0.5645
0.6592
DPPI
0.0173***
(6.3049)
(0.0027)
-0.0619*
(1.3183)
(0.0469)
0.1247***
(2.4447)
(0.0510)
0.3665***
(6.5132)
(0.0562)
0.4475
Tunisie
DCPI
0.0005
(0.3311)
(0.0016)
-0.0098
(1.1807)
(0.0083)
0.1874***
(3.4619)
(0.0541)
0.8477***
(27.6726)
(0.0306)
0.8221
DPPI
0.0122***
(4.2567)
(0.0028)
0.0016
(0.0652)
(0.0244)
0.0827*
(1.7207)
(0.0481)
0.6948***
(15.2987)
(0.0454)
0.4868
1.8232
1.9287
2.0058
2.0373
1.9102
1.7317
1.7922
1.8318
C
DNEER
DPUSD
DP t P
R2 Ajusté
Durbin-
Watson
La valeur entre parenthèses de la première ligne correspond à la statistique t en valeur absolue. Celle de la deuxième ligne
représente l’écart type. *, **, *** indiquent des niveaux de confiance de 1%, 5% et 10%. Jusqu’à 20%, nous considérons
l’estimation significative.
142
Le tableau 12 résume les résultats des régressions. La transmission des mouvements du
taux de change nominal aux prix des biens non échangeables est négative dans le
groupe d’Agadir, à l’exception du Maroc111. Elle est significative pour l’Égypte, la
Jordanie et le Maroc avec le coefficient de transmission le plus élevé en Jordanie (-
0.2508). Devreux et Yetman (2002) ont trouvé un cœfficient de transmission au CPI
identique pour la Jordanie112. Ce résultat a plusieurs explications potentielles. En
premier lieu, la transmission aux prix des biens non échangeables (CPI) est plus
importante dans les pays qui ont connu des épisodes d’inflation élevée {Taylor (2000),
Devreux et Yetman (2002) et Edwards (2006)}. À ce titre, comparés à la Tunisie et au
Maroc, la Jordanie affiche des taux d’inflation importants notamment entre 1988 et
1996, avec un pic inflationniste de 32% en 1989 (voir graphique 40). En deuxième lieu,
dans le groupe d’Agadir, la Jordanie se caractérise par une contribution dominante des
services dans le PIB (voir tableau 4, chapitre 1). En troisième lieu, en accord avec
Belaisch (2003), la transmission des mouvements du taux de change nominal au CPI
dépend du degré d’ouverture de l’économie. Or, au sein du groupe d’Agadir, la Jordanie
est le pays le plus ouvert (tableau 2, chapitre 1).
Notre résultat concluant l’inexistence d’un pouvoir de transmission significatif des
fluctuations du taux de change nominal aux prix à la consommation (CPI) en Tunisie
concorde avec les travaux empiriques. À cet effet, en étudiant un large échantillon de
pays, Choudhri et Hakura (2001) montrent que la transmission du taux de change aux
prix est incomplète, y inclut en Tunisie. Devreux et Yetman (2002) notent qu’en
Tunisie, la transmission des variations du taux de change au CPI est dérisoire et
statistiquement non significative. Dans le même ordre d’idées, Goldfajn et Werlang
(2000) trouvent que pour un échantillon de pays émergents, contenant la Tunisie, le
pouvoir de transmission du taux de change aux prix dépend essentiellement du
mésalignement du taux de change réel. Or, en Tunisie, il n’y a pas d’évidence d’un
mésalignement important {Fanizza et al. (2002), FMI (2004 b, 2006 c et 2007 d)}.
Aussi, les économistes du FMI (2007 f) trouvent une transmission significative, mais
faible, des mouvements du taux de change nominal aux prix à la consommation. Certes,
111 A priori, nos résultats semblent de signe opposé à ceux d’Edwards (2006). Toutefois, en réalité le sens
est le même, dans la mesure où l’auteur utilise le taux de change effectif nominal dont la hausse implique
une dépréciation de la monnaie domestique, tandis que dans notre étude une appréciation du taux de
change effectif nominal revient à une appréciation de la monnaie domestique.
112 Toutefois, dans leur estimation, Devreux et Yetman (2002) utilisent la variable explicative taux de
change nominal avec un retard d’un an.
143
nous concluons que la transmission au CPI en Tunisie est non significative. Cependant,
notre paramètre estimé est très proche de celui trouvé par les économistes du FMI (2007
f), à savoir qu’une dépréciation de 1% du dinar est faiblement transmise aux CPI à
raison d’une hausse de 0.008%.
La transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix des biens
échangeables est également négative dans tout le groupe. Uniquement pour la Tunisie,
le coefficient estimé du taux de change nominal n’est pas significativement différent de
0. En d’autres termes, excepté en Tunisie, une appréciation nominale de la monnaie
domestique entraîne une baisse des prix des biens échangeables en Jordanie, au Maroc
et en Égypte.
Le faible degré de transmission du taux de change nominal aux prix des biens
échangeables et non échangeables en Égypte a également été constaté par les
économistes du FMI (2005 d). Ils concluent que la transmission du taux de change
nominal au CPI et à l’indice des prix de gros (WPI) est très lente (entre 6 et 24 mois), et
que seule la transmission au WPI est statistiquement significative. Les auteurs
expliquent ce résultat par l’administration d’une part importante des prix inclus dans le
CPI. Al-Mashat et Billmeier (2007) mettent en exergue un pouvoir de transmission
important du taux de change nominal au WPI avec un décalage de 12 mois. Après un
an, les chocs de change expliquent la variance du WPI. Par ailleurs, paradoxalement, un
autre courant de recherche soutient que la dépréciation nominale profonde de la livre
égyptienne entre 2003 et 2004 (une dépréciation cumulée de 32%) a été fortement
transmise au CPI mais avec un retard de 24 mois, ce qui explique la forte inflation
persistante basée sur le CPI de 2004 (autour de 12%) {FMI (2006 g) et Al-Mashat et
Billmeier (2007)}.
La Jordanie se démarque du groupe par une forte transmission du taux de change
nominal aux prix des biens échangeables (-0.5423). Cette relation est confirmée par le
graphique 37. Ce graphique illustre une forte corrélation négative entre la variation du
taux de change effectif nominal et les prix des biens échangeables (évolution
symétrique à effet miroir).
144
Graphique 40
Inflation annuelle (CPI) dans les pays d'Agadir et aux Etats-Unis
.35
.30
.25
.20
.15
.10
.05
.00
-.05
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DCPIAEGY
DCPIAJOR
DCPIAMAR
DCPIATUN
DCPIAUSA
En termes d’efficacité du taux de change nominal (NEER) dans l’absorption des effets
inflationnistes des chocs, aucune conclusion ne peut être tirée en ce qui concerne le
Maroc et l’Égypte. En effet, aucun de ces deux pays ne montre (en valeur absolue) une
faible transmission du taux de change aux prix des biens non échangeables et une forte
transmission aux prix des biens échangeables. Au lieu de cela, en Égypte, la
transmission des fluctuations du taux de change nominal est faible aussi bien au CPI
qu’au PPI. La faiblesse de la transmission du taux de change nominal aux prix en
Égypte n’est pas surprenante. Un courant imposant de recherche souligne un déclin de
la capacité de transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix
domestiques (Sekine, 2006). Au Maroc, les résultats sont contraires aux hypothèses
145
théoriques : la transmission est forte aux prix des biens non échangeables et faible aux
prix des biens échangeables.
En Tunisie, il n’y a pas d’évidence d’une transmission statistiquement significative des
mouvements du taux de change nominal aux prix des biens échangeables ou non
échangeables. Cela implique l’absence de réactivité du CPI et du PPI aux fluctuations
du taux de change nominal. Par conséquent, les mouvements du taux de change nominal
ne sont pas transmis au taux de change réel113. Dés lors, le taux de change nominal n’est
pas un instrument effectif dans l’ajustement des effets des chocs, notamment sur les
prix. Ce résultat atteste à première vue l’importance que revêt la rigidité des prix pour la
détermination du degré de transmission. Cette rigidité est due à deux facteurs potentiels:
1)
L’administration des prix par l’État. Les économistes du FMI (2007 f)
soulignent que l’administration du tiers des prix inclus dans le CPI constitue un obstacle
majeur à la réactivité des prix aux chocs en Tunisie.
2)
L’emprise exercée par la politique d’ancrage monétaire rigoureuse sur les prix,
particularité de l’économie tunisienne au sein du groupe d’Agadir. Choudhri et Hakura
(2001) soulignent qu’un faible pourvoir de transmission des mouvements du taux de
change nominal aux prix procure plus de flexibilité et d’indépendance à la politique
monétaire. En outre, il favorise l’implantation d’une politique de ciblage de l’inflation.
Rappelons que la BCT oeuvre dans le but de réaliser une transition graduelle vers une
politique monétaire de ciblage de l’inflation.
En Jordanie, la capacité de transmission des mouvements du taux de change nominal est
la plus élevée du groupe, aussi bien aux prix des biens non échangeables qu’aux prix
des biens échangeables. En outre, le pouvoir de transmission du taux de change nominal
aux prix des biens échangeables (PPI) est plus important que celui aux prix des biens
non échangeables (CPI), avec un écart de 0.2915. Cela nous amène à souligner que la
Jordanie se distingue du groupe d’Agadir par le pouvoir d’absorption du taux de change
nominal (en termes effectifs) des effets des chocs exogènes et endogènes.
113 L’absence de transmission indirecte des mouvements du taux de change nominal au taux de change
réel est confirmée par le test de causalité de Granger. Au sens de Granger, il n’existe pas de relation de
causalité entre le taux de change nominal et le taux de change réel en Tunisie (annexe 5).
146
Il en découle de cette conclusion qu’en Jordanie, le taux de change nominal agit
indirectement sur le taux de change réel. L’existence d’un effet indirect du taux de
change nominal sur le taux de change réel apparaît sur le graphique 41, à partir du début
des années 90. Les deux variables varient dans le sens contraire. Néanmoins, au sens de
Granger, il n’existe pas de relation de causalité entre le taux de change nominal et le
taux de change réel en Jordanie (annexe 6). D’où, selon une optique monétariste, le rôle
du taux de change nominal en tant qu’instrument efficace dans l’absorption des effets
inflationnistes des chocs est controversé114.
Graphique 41
Variation annuelle du taux de change effectif nominal et
du taux de change réel (1JRD/USD) en Jordanie
.2
.0
-.2
-.4
-.6
-.8
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEERAJOR
DRERAJOR
114 La controverse sur la capacité de transmission du taux de change nominal au taux de change réel est à
considérer avec réserve dans la mesure où, en raison de la non disponibilité des données, le taux de
change réel n’est pas exprimé en termes effectifs mais par rapport au USD.
147
Les variations des prix mondiaux semblent avoir une influence positive et significative
sur les prix domestiques au Maroc et en Tunisie. En particulier, cette relation apparaît
au niveau des prix des biens non échangeables. En Égypte, la relation entre les prix des
biens non échangeables étrangers et domestiques est négative et significative.
Le groupe d’Agadir affiche une hétérogénéité au niveau de l’inertie de l’inflation. En
Égypte et en Tunisie, les coefficients estimés sont proches de 1 et sont statistiquement
très significatifs. L’inflation est fortement expliquée par l’inflation retardée, traduisant
ainsi la persistance de l’inflation dans ces deux pays membres du groupe d’Agadir.
L’ampleur de la persistance de l’inflation en Tunisie a été également soulignée par les
économistes du FMI (2007 f). Au Maroc et en Jordanie, la persistance l’inflation est
modérée115. En Jordanie, l’inflation passée touchant les biens échangeables et non
échangeables persiste moins que dans les autres pays de l’accord d’Agadir. On
remarque que l’épisode d’hyper-inflation en Jordanie (calculée sur la base du CPI) entre
1988 et 1990 a été maîtrisé et n’a pas réapparu (graphique 40). Néanmoins, au sein de
tout le groupe, la persistance de l’inflation est plus marquée pour les biens non
échangeables
(CPI) que pour
les biens échangeables
(PPI). Cet écart est
particulièrement dominant au Maroc et en Jordanie, où il s’élève respectivement à
0.2327 et 0.1796.
Il est important de noter à ce stade que nos résultats de l’estimation du modèle
d’Edwards (2006) en matière d’intensité de la persistance de l’inflation dans les pays
d’Agadir rejoignent ceux obtenus précédemment en estimant le modèle de la courbe de
Phillips à la façon de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006). À l’image de nos résultats
précédents, deux groupes émergent : l’Égypte et la Tunisie se distinguent par une forte
persistance de l’inflation, tandis que le Maroc et la Jordanie se caractérisent par une
persistance modeste de l’inflation. Toutefois, une petite discordance porte sur le
classement entre la Jordanie et le Maroc. Nos résultats du modèle de Gerlach et
Gerlach-Kristen (2006) montrent que par ordre décroissant de persistance de l’inflation,
les pays sont classés comme suit : Égypte, Tunisie, Jordanie et Maroc. Nos résultats du
115 Il peut apparaître que la faible persistance de l’inflation au Maroc et en Jordanie soit liée au retard plus
important, relativement à celui de l’Égypte et de la Tunisie (le retard est commun de 3 mois pour la
Tunisie et l’Égypte, et de 6 et 5 mois pour le Maroc et la Jordanie). En effet, il est supposé que plus on
avance dans le temps et plus les effets inflationnistes des chocs s’estompent. Cependant, nous avons
estimé le modèle pour la Jordanie et le Maroc avec un retard commun de 3 mois; et les résultats n’ont pas
changé d’une manière significative.
148
modèle d’Edwards (2006) soulignent que l’inflation est plus persistante au Maroc qu’en
Jordanie.
En se basant sur le critère de persistance de l’inflation de Gerlach et Gerlach-Kristen
(2006), nous pouvons conclure qu’en Jordanie et au Maroc, les autorités monétaires
utilisent le taux de change nominal en tant qu’instrument d’absorption des effets des
chocs sur les prix, alors qu’en Égypte et en Tunisie, le taux de change nominal ne
permet pas d’amortir les effets inflationnistes des chocs. Cette conclusion est soutenue
par nos résultats découlant du modèle d’Edwards (2006) et interprétés en termes de
pouvoir de transmission aux prix des biens échangeables et non échangeables,
notamment pour la Tunisie et la Jordanie.
149
Nombre d’économistes étudient la conduite de la politique monétaire en estimant la
fonction de réaction de la Banque Centrale. Cette approche ne semble pas convenir aux
pays membres de l’accord d’Agadir dans la mesure où les mouvements de leurs taux
d’intérêt à court terme sont faibles. À l’exception du TMM de l’Égypte, les taux sont
maintenus stables et évoluent en paliers (graphique 42). Néanmoins, à la fin des années
90, dans le cadre des réformes des marchés financiers, on assiste à une libéralisation
croissante des taux d’intérêt à court terme, en particulier au Maroc et en Jordanie. En
Tunisie, c’est en 2001 que l’introduction d’une flexibilité limitée du taux d’intérêt à
court terme a eu lieu.
Graphique 42
Variation annuelle du TMM dans les pays du groupe d'Agadir
3
2
1
0
-1
-2
-3
4
2
0
-2
-4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DTMMAEGY
DTMMAJOR
DTMMAMAR
DTMMATUN
150
Par ailleurs, en raison du faible développement des marchés financiers de ces pays, les
autorités monétaires pratiquent l’ancrage du taux d’intérêt à court terme à des fins de
stabilisation financière. Cette ligne d’action est particulièrement présente en Tunisie. La
quasi-stabilité du TMM reflète la volonté des autorités monétaires tunisiennes de le
dédier à la réalisation de l’objectif de stabilité financière. C’est pourquoi, il n’existe pas
d’interactions significatives entre le taux d’intérêt à court terme et les autres variables
de la politique monétaire, notamment les prix. Par conséquent, il serait plus opportun
d’étudier la conduite de la politique monétaire des pays d’Agadir en estimant le taux de
change effectif nominal par rapport à son taux retardé, l’inflation et le gap de
production.
L’estimation d’une fonction de réaction intégrant les prix en tant que variable
explicative du taux de change nominal permet d’étudier si les variations des prix
engendrent des mouvements du taux de change nominal. Cette approche s’inscrit dans
le cadre de notre courant de recherche. En effet, cela revient à examiner si le taux de
change nominal est sensiblement réactif aux fluctuations des prix. Ainsi, à l’image de
Gerlach et Gerlach-Kristen (2006), l’équation à estimer est la suivante :
∆ et = c + ce ∆ e t-3 + cΠ Πt + cy yt + vt
et, e t-3, Πt et yt représentent le taux de change effectif nominal à l’instant t, le taux de
change effectif nominal retardé de trois mois116, l’inflation annuelle et le gap de
production. Le taux de change effectif nominal est considéré en différence première
annuelle du logarithme117.
116 Selon le critère Akaike, l’ordre approprié est de 3mois pour les modèles de l’Égypte, de la Jordanie et
du Maroc, et de 8 mois pour le modèle de la Tunisie. En revanche, selon le critère de Schwarz, l’ordre est
de 1 mois. À des fins de simplification et de comparaison, nous avons opté pour un retard commun de 3
mois pour tout le groupe d’Agadir.
117 En raison de la corrélation des erreurs, liée à l’existence de la variable dépendante retardée en tant que
variable explicative, la méthode d’estimation SURE («Semmingly unrelated regressions estimation») est
appliquée.
151
Tableau 13. Résultats d’estimation d’une fonction de réaction du type Gerlach et
Gerlach-Kristen (2006)
Égypte
Jordanie
Maroc
Tunisie
-0.0053
0.8230***
-0.1374
-0.1946
0.0165***
0.5718***
-0.7382***
-0.0654
0.0013
0.7304***
0.1039*
0.0634
-0.0065
0.8672***
0.0498
0.0021
c
ce
cΠ
cy
*, **, *** indiquent les seuils significatifs à 10%, 5% et 1%.
Deux résultats ressortent du tableau 13 :
1) Le coefficient estimé de la variation retardée du taux de change effectif nominal
est significatif pour tout le groupe. Le coefficient le plus élevé est attribué à la Tunisie.
Ce résultat reflète la politique de lissage du taux de change effectif nominal par la BCT.
2) Les autorités monétaires jordaniennes pratiquent un lissage modéré du taux de
change effectif nominal. En revanche, la Jordanie se démarque du groupe par une
réactivité significative et importante du taux de change effectif nominal à l’inflation. En
effet, le dinar jordanien se déprécie immédiatement en termes effectifs nominaux de
0.74% en réponse à une inflation de 1%118. La sensibilité du taux de change nominal
aux prix en Jordanie est soutenue également par le test de causalité de Granger. En
outre, conformément à nos résultats précédents soulignant la forte transmission du taux
de change nominal aux prix en Jordanie, au sens de Granger, le taux de change nominal
cause les prix119.
3) Au Maroc, le taux de change s’apprécie modestement en réaction à une pression
inflationniste. Néanmoins, le sens de la réponse du taux de change effectif nominal est
contraire aux prédictions théoriques.
Les résultats de l’estimation d’une fonction de réaction particulière des autorités
monétaires des pays du groupe d’Agadir confirment les conclusions mises en évidence
précédemment : en Jordanie, le taux de change effectif nominal répond aux pressions
inflationnistes. Il joue donc un rôle actif dans l’absorption des effets inflationnistes des
118 En accord avec le principe de la parité du pouvoir d’achat.
119 La relation de «feed-back» au sens de Granger entre le taux de change nominal et les prix en Jordanie
est à l’annexe 6.
152
chocs. En revanche, en Tunisie le taux de change nominal ne réagit pas sensiblement
aux mouvements de l’inflation.
À ce niveau du travail, notre recherche ne porte plus sur les quatre pays membres de
l’accord d’Agadir, mais se limite uniquement aux cas de la Tunisie et la Jordanie. Notre
choix de traiter ces deux pays est motivé par l’opposition de deux économies
divergentes. En premier lieu, sur notre période d’étude 1986-2006, les deux économies
se caractérisent par une inflation moyenne similaire. Pourtant, la volatilité de l’inflation
est plus importante en Jordanie qu’en Tunisie (voir les écarts-types de l’inflation,
tableau 3, chapitre 1).
En deuxième lieu, en explorant les dynamiques du taux de change nominal et des prix
par une approche analytique basée sur les observations graphiques, les relations de
corrélation, la causalité au sens de Granger et les régressions simples, nous sommes
amenés à souligner que l’évidence d’une relation éventuelle entre le taux de change
nominal et les prix est plus plausible en Jordanie qu’en Tunisie.
En troisième lieu, en abordant la question de la relation entre le taux de change nominal
et les prix, soit sous l’angle de l’estimation de modèles de courbe de Phillips et de
fonctions de réaction du taux de change effectif nominal à la façon de Gerlach et
Gerlach-Kristen (2006), soit sous l’angle du pouvoir de transmission du taux de change
nominal aux prix à la façon d’Edwards (2006), nous aboutissons aux mêmes
conclusions :
1) Contrairement à la Tunisie, la Jordanie se démarque par une faible persistance de
l’inflation engendrée par les chocs. Ce résultat traduit le fait que les autorités monétaires
jordaniennes utilisent davantage le taux de change nominal en vue de l’ajustement des
effets inflationnistes des chocs.
2) Sur la base du pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix, en
Jordanie, le taux de change nominal est un instrument actif d’absorption des effets des
chocs notamment sur les prix. Tandis qu’en Tunisie, dans la mesure où il n’existe pas
d’évidence de la capacité de transmission du taux de change nominal aux prix, le taux
de change nominal ne contribue pas dans l’absorption des effets inflationnistes des
chocs.
153
Toutefois, au sein du groupe d’Agadir, au milieu de cette divergence entre la Tunisie et
la Jordanie, apparaît une similitude : les deux pays ont pratiqué une politique monétaire
fondée sur le double ancrage monétaire et du taux de change nominal multilatéral.
Certes, en Jordanie le régime monétaire de ciblage intermédiaire de M2 a été appliqué à
titre officieux et a été rapidement abandonné en 1996 en faveur de l’ancrage exclusif du
taux de change unilatéral par rapport au dollar. En revanche, le ciblage monétaire en
Tunisie représente le fondement même de la politique monétaire sur toute notre période
de recherche. Ce régime de politique monétaire continue à opérer, sauf que depuis 2005,
la BCT a non seulement opté pour un agrégat monétaire au sens plus large (M3) au titre
de cible intermédiaire, mais aussi rompu le ciblage parallèle du taux de change nominal
multilatéral (annexes 1, 2 et 3).
En Tunisie, la politique monétaire s’articule autour d’une pluralité d’objectifs
poursuivis. C’est pourquoi, face cette complexité, il nous semble pertinent de consacrer
une section à l’analyse descriptive en profondeur de la politique monétaire pratiquée en
Tunisie avant de passer à l’étude empirique. Une compréhension des caractéristiques et
des perspectives d’avenir de la politique monétaire en Tunisie nous permet une
meilleure mise en contexte des résultats empiriques. Par ailleurs, rappelons que, dans la
mesure où le cas de la Tunisie est au centre de notre travail, et que l’étude des trois
autres pays membres de l’accord d’Agadir est menée à titre comparatif, il est cohérent
de mettre l’accent sur l’étude du cas tunisien.
Le trilemme économique suscite l’intérêt sur l’identification de la combinaison adoptée
par la Banque Centrale de Tunisie (BCT). Le chapitre suivant traite des trois volets de la
politique économique en Tunisie : la politique monétaire, la politique de gestion du
compte de capital et la politique de change.
154
Deuxième partie : Analyse des chocs et politique monétaire dans deux pays
membres de l’accord d’Agadir : la Tunisie et la Jordanie
CHAPITRE III : RÉGIME MONÉTAIRE DE LA TUNISIE : APPROFONDISSEMENT
ET APPROCHE TRIDIMENSIONNELLE
1. Caractéristiques et perspectives d’avenir de la politique monétaire en Tunisie
Dans le cadre de la politique d’ancrage monétaire, la poursuite de l’objectif final de
maîtrise de l’inflation repose sur l’existence d’une relation robuste entre la monnaie et
les prix120. L’évidence empirique d’une telle relation revêt une importance capitale pour
les pays émergents qui pratiquent une politique d’ancrage monétaire, tels que la Tunisie.
D’une part, l’association entre l’offre de monnaie et les prix permet de définir et de
hiérarchiser clairement les différents objectifs de la politique monétaire. D’autre part,
depuis le début des années 90, la Tunisie s’est engagée dans une optique progressive
d’ouverture financière et d’intégration dans les marchés internationaux des capitaux.
Des épisodes éventuels de dérapage de l’inflation, dus à un manque de contrôlabilité des
prix par la masse monétaire, entacheraient les perspectives d’un avenir économique
libéral.
L’existence d’une relation robuste et stable entre l’offre de monnaie et les prix obéit à la
pensée classique de la théorie quantitative de la monnaie121. Selon cette théorie, la
monnaie agit sur les prix à travers deux mécanismes : le mécanisme direct et le
mécanisme indirect. Par le mécanisme direct, les effets des changements de l’offre de
monnaie sont véhiculés aux prix par le canal «demande des biens»122.
120 Rappelons que les fondements de la politique monétaire en Tunisie (instruments, cibles et objectifs)
ont été présentés en détail dans la section descriptive des politiques monétaires des pays du groupe
d’Agadir au chapitre 1 de la première partie.
121 Pendant les années 60 et 70, les monétaristes considéraient les agrégats monétaires M1 et M2 comme
des indicateurs avancés de la production et des prix. Ces masses monétaires sont positivement corrélées
avec la production et les prix.
122 Le courant de pensée Keynésienne a lourdement critiqué ce mécanisme direct. En particulier, Keynes
met en cause les hypothèses de base de ce mécanisme, notamment le plein emploi de l’économie et
l’allocation exclusive de l’excès de monnaie offerte à la consommation des biens. Par ailleurs, plus
récemment, Fanizza et Söderling (2006) soutiennent qu’une croissance soutenue de la monnaie
n’engendre pas nécessairement une inflation, si la dette publique est gérée efficacement.
155
Le mécanisme de transmission indirect comporte deux étapes. Dans un premier temps,
les effets des changements monétaires sont transmis à la variable relais «taux d’intérêt».
Dans un deuxième temps, les effets sur le taux d’intérêt se propagent aux prix123.
Contrairement à la pensée classique, les Keynésiens n’attribuent pas à l’offre de
monnaie un rôle actif dans le mécanisme de transmission aux prix124. L’école de
l’hypothèse des anticipations rationnelles souligne que les changements de l’offre de
monnaie n’agissent pas sur les variables réelles, mais uniquement sur les prix.
Toutefois, cette école de pensée a été sévèrement critiquée dans la mesure où elle se
base implicitement sur la flexibilité des prix et des salaires. Or, la réalité montre le
contraire, notamment dans les économies émergentes.
En se basant sur ce débat théorique, les autorités monétaires centralisent leurs attentions
sur deux volets. Le premier s’intéresse au temps nécessaire à la transmission des
changements du taux d’accroissement de la monnaie à l’inflation. Étant donné que la
réponse de l’inflation au changement monétaire est lente, le remède miracle et immédiat
contre l’inflation est utopique (BenBouziane et BenAmmar, 2004).
Le deuxième volet focalise sur l’impact à court terme du changement de l’offre de
monnaie sur les variables réelles. En raison du décalage de réactivité de la production,
du chômage et des prix à une politique monétaire anti-inflationniste, cette dernière peut
être perçue, à court terme, comme contre-productive et source de récession économique.
Par ailleurs, la réponse positive et temporaire de la production à une politique monétaire
expansionniste peut induire en erreur les autorités monétaires. Il est illusoire de croire
qu’une telle politique est capable de stimuler en permanence la production et l’emploi.
123 Bien que le mécanisme indirect ne soit pas rejeté par la pensée Keynésienne, certaines critiques lui
sont adressées. Keynes évoque le principe de la trappe de liquidité. Il s’agit de la préférence absolue des
agents économiques à détenir les liquidités à faible taux d’intérêt sans investir. Par ailleurs, il affirme que
le mécanisme indirect dépend de l’élasticité intérêt de l’investissement. Si cette élasticité est faible, même
si une injection de monnaie résulte en une baisse du taux d’intérêt, l’investissement n’est pas réactif à
cette variation du taux d’intérêt.
124 En revanche, l’offre de monnaie s’ajuste uniquement à la hausse des prix liée à l’augmentation des
coûts.
156
Paradoxalement, la relation préconisée par la littérature entre l’offre de monnaie et les
prix n’apparaît pas au niveau des pratiques des autorités monétaires. À court terme, ces
dernières ne s’orientent pas vers le contrôle d’un agrégat monétaire mais plutôt vers
celui du taux d’intérêt (Bordes et Clerc, 2004). Ce courant de pensée sera vérifié sur le
plan empirique en ce qui concerne la politique monétaire en Tunisie.
Un siècle nous sépare du lancement des débats centrés sur la relation entre l’offre de
monnaie et les prix (Fisher, 1911). La proposition monétariste de long terme de
Friedman et Schwartz (1963), qui stipule que la monnaie est la source des mouvements
des prix, a été longuement controversée. Pourtant, cette question continue à être à
l’ordre du jour. En suivant le même courant de pensée, Boughrara (2002 a) présente les
conditions nécessaires à la bonne conduite d’une politique d’ancrage monétaire. Parmi
ces conditions, l’accent est mis sur l’existence de lien entre la croissance de la masse
monétaire (ancrage intermédiaire) et l’inflation (objectif final). Les deux autres
conditions se résument à la contrôlabilité de l’ancrage monétaire et à l’annonce des
prévisions de l’ancrage monétaire125.
125 Mishkin (2000 a) souligne qu’une politique d’ancrage monétaire repose sur les conditions suivantes :
1) la capacité de l’ancrage monétaire à véhiculer l’information dans le cadre de la conduite de la politique
monétaire, 2) l’annonce de l’agrégat ciblé, et 3) l’existence d’un mécanisme de comptabilité afin d’éviter
de larges déviations par rapport à la cible monétaire.
157
1.1. Les conditions d’une politique d’ancrage monétaire
1. La contrôlabilité de l’ancrage monétaire
La contrôlabilité de l’agrégat monétaire, choisi au titre d’ancrage nominal, implique que
ce dernier est influencé par les mouvements de la cible opérationnelle. Cette
contrôlabilité est facilitée par l’existence d’une relation stable et prévisible entre
l’agrégat monétaire et la cible opérationnelle. Dans le cas où les autorités monétaires ne
seraient pas en mesure de maîtriser et d’influencer l’évolution de l’ancrage monétaire,
les agents économiques peuvent être induits en erreur dans l’interprétation des signaux
émis par les autorités monétaires. C’est pour cette raison qu’un mécanisme de détection
des déviations de l’ancrage monétaire de sa valeur prévue est indispensable.
2. L’effet d’annonce et les anticipations des agents économiques
Un régime d’ancrage monétaire crédible est basé sur l’annonce des prévisions des
valeurs cibles de l’ancrage monétaire. Une communication claire des autorités
monétaires favorise la transparence et la comptabilité de la politique monétaire
pratiquée. Le but de cette pratique est d’éclairer et de guider les anticipations des agents
économiques.
3. Le lien entre l’ancrage intermédiaire et l’objectif final (relation monnaie-prix)
Cette condition
souligne que
l’agrégat monétaire de
l’ancrage doit être
significativement lié à la variable cible de l’objectif final. En d’autres termes, l’agrégat
monétaire doit être en mesure de véhiculer les informations sur la conduite de la
politique monétaire à l’économie. L’ancrage monétaire, cible de l’objectif intermédiaire,
joue le rôle de relais en assurant la transmission des décisions et des changements de la
politique monétaire, traduits par les instruments opérationnels, aux objectifs finaux de la
politique monétaire.
L’instabilité de la relation monétariste entre l’ancrage monétaire et les variables
objectifs de la politique monétaire (inflation et croissance) a été constatée dans les pays
émergents par Mishkin et Savastano (2001). Elle résulte en une conduite problématique
d’un régime d’ancrage monétaire.
158
Les travaux empiriques existants {Svensson (2000) et Mishkin et Savastano (2001)}
mettent en exergue l’effritement de la relation entre l’offre de monnaie et les prix.
L’affaiblissement de la relation entre la croissance de la monnaie et l’inflation implique
que le ciblage de l’agrégat monétaire ne produit pas l’effet escompté sur les variables
des objectifs finaux, notamment l’inflation. L’affaiblissement de cette relation constitue
une entrave à la bonne conduite de la politique d’ancrage monétaire. D’une part, la
transparence des intentions des autorités monétaires, notamment en matière d’inflation,
est affectée. D’autre part, le système de comptabilité des valeurs de l’ancrage monétaire
devient complexe. Cette situation affecte la communication entre la Banque Centrale et
les agents économiques; et altère la crédibilité de cette dernière.
Boughrara (2002 a) constate que les mouvements de la base monétaire reflètent les
changements de la politique monétaire et sont transmis à l’ancrage monétaire M2.
Néanmoins, la contrôlabilité de l’agrégat est imparfaite dans la mesure où le contrôle
exercé sur M2 via la base monétaire est uniquement à long terme. Par conséquent, la
BCT ne possède pas le plein contrôle sur M2, ce qui constitue une entrave à la pratique
d’une politique d’ancrage monétaire. Paradoxalement, nos résultats du test de causalité
de Granger ne montrent pas de relation de contrôlabilité de la base monétaire vers
l’agrégat M2 en Tunisie. En revanche, non seulement une relation inverse allant de la
masse monétaire M2 vers la base monétaire est notée, mais aussi nous constatons qu’au
sens de Granger, le taux d’intérêt à court terme cause l’agrégat M2 (annexe 5).
Boughrara (2002 a) montre qu’en Tunisie :
(cid:1) M2 n’est pas parfaitement contrôlable par les autorités monétaires. En outre,
l’instrument opérationnel de contrôle n’est pas stable, tantôt c’est la base monétaire et
tantôt c’est le taux d’intérêt à court terme.
(cid:1) M2 n’agit pas significativement sur les prix aussi bien à long terme qu’à court
terme.
(cid:1) La BCT n’arrive pas à guider les anticipations des agents économiques en
matière d’inflation. Les valeurs prévues de l’ancrage monétaire M2 et officiellement
annoncées ne sont pas fiables pour les agents économiques. Elles ne fournissent pas une
orientation optimale pour la construction des anticipations sur l’inflation future.
159
En résumé, en Tunisie, la conduite d’une politique d’ancrage monétaire, fondée sur la
croissance de l’agrégat M2 au titre d’objectif intermédiaire, ne satisfait pas les
conditions sine qua non d’une politique d’ancrage monétaire saine et efficace
(Boughrara, 2002 a).
La théorie monétariste classique insiste sur la relation de causalité entre l’offre de
monnaie et les prix. La littérature soutient qu’une augmentation de l’offre de monnaie
est non seulement source d’inflation, mais aussi de variation du taux de change réel.
Toutefois, il est important de tenir compte de l’orientation de la demande de
consommation stimulée par l’augmentation de l’offre de monnaie (Kamar, 2004). Si la
nouvelle demande est massivement adressée aux biens non échangeables, alors les prix
de ces derniers augmentent et le taux de change réel s’apprécie (la monnaie domestique
se déprécie en termes réels). Dans le cas contraire où la nouvelle demande s’oriente vers
les biens échangeables, le taux de change réel se déprécie (la monnaie domestique
s’apprécie en termes réels).
Compte tenu de l’ancrage du taux de change réel en Tunisie, il nous paraît opportun
d’étudier non seulement la relation monétariste entre l’offre de monnaie et les prix, mais
aussi si les mouvements de l’offre de monnaie ont un impact sur le taux de change réel.
160
1.2. Relation monétariste entre l’offre de monnaie et les prix en Tunisie
La matrice des corrélations indique que la cible monétaire M2 est fortement corrélée
avec l’indice des prix à la consommation (annexe 4). En se référant au graphique 43,
une faible relation positive entre les fluctuations de M2 et les prix est notée. Les deux
variables évoluent dans le même sens. Chaque pic de M2 est suivi par une hausse des
prix. Néanmoins, entre 1996 et 2002, la relation monétariste semble rompue. En dépit
d’une forte croissance de la cible monétaire M2, les prix sont maîtrisés à de faibles
niveaux. Ces observations impliquent que la cible monétaire M2 remplit modestement
la condition de base d’un canal de transmission efficace de la politique monétaire aux
prix. Ce résultat est nuancé par le test de causalité de Granger. Au sens de Granger,
l’agrégat monétaire M2 ne cause pas les prix (annexe 5).
Dans le même ordre d’idées, en se basant sur la causalité au sens de Granger, Boughrara
(2002 a) et Boughrara et Smida (2002) arrivent à la conclusion qu’en Tunisie, la relation
entre M2 et les prix est quasi-rompue. BenBouziane et BenAmmar (2004) notent, en
revanche, que M1 cause les prix au sens de Granger. Cependant, les résultats de
causalité de M2 vers les prix ne sont pas significatifs 126. Fanizza et Söderling (2006)
soutiennent que la relation entre la monnaie et les prix est faible dans les MENA (pays
du Moyen-Orient et de l’Afrique du Nord)127. Ces auteurs affirment que l’ancrage
monétaire intermédiaire de la politique monétaire en Tunisie n’est pas opérationnel
depuis le début des années 90. Malgré l’absence de ciblage de l’offre de la monnaie,
l’inflation a été maintenue à de faibles niveaux.
126 Il en découle que les autorités monétaires tunisiennes peuvent contenir l’inflation en contrôlant
l’accroissement de l’agrégat monétaire M1. L’absence de causalité de M2 vers les prix met en cause le
choix de la cible monétaire intermédiaire.
127 Les auteurs expliquent que dans ces pays, l’inflation est faible en dépit de la rapidité de la croissance
de la monnaie.
161
Relation entre l'offre de monnaie et les prix en Tunisie
(variation annuelle)
Graphique 43
.24
.20
.16
.12
.08
.04
.00
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DM2ATUN
DCPIATUN
La corrélation entre M2 et le taux de change effectif réel est moyenne et négative (-
0,6859, annexe 4). Les mouvements du taux de change réel ne semblent pas réagir à
ceux de M2 (graphique 44)128. Cependant, à partir de 2000, année de relâchement de
l’ancrage du taux de change effectif réel, une relation potentielle commence à apparaître
entre le taux de change effectif réel et la masse monétaire M2. Par ailleurs, au sens de
Granger, l’agrégat monétaire M2 ne cause pas le taux de change réel (annexe 5).
128 Nous avons choisi de considérer le taux de change réel au certain. Sur les graphiques, le taux de
change réel exprime les unités de devises étrangères pour une seule unité de dinar tunisien (TND).
162
Graphique 44
Relation entre l'offre de monnaie et le taux de change
effectif réel en Tunisie (variation annuelle)
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DM2ATUN
DREERATUN
En résumé, en se basant sur une approche analytique (graphiques, corrélations et étude
de causalité), en Tunisie, d’une part, la relation monétariste entre l’offre de monnaie et
les prix est atténuée. D’autre part, il n’y a pas d’évidence d’un impact des variations de
l’offre monétaire sur le taux de change réel.
163
À la fin de 2002, le débat concernant la politique monétaire optimale en Tunisie a
émergé. La controverse apparaît entre les adeptes d’une nouvelle politique monétaire
d’ancrage de l’inflation et les défenseurs de la politique d’ancrage monétaire, en vigueur
depuis 1987. Ces derniers soutiennent que la politique d’ancrage monétaire peut être
poursuivie d’une manière efficace à condition de reposer sur un agrégat monétaire
approprié au titre de l’objectif intermédiaire et d’être accompagnée par des réformes du
système financier. À cet effet, la BCT a reconnu à plusieurs reprises que la
représentativité de M2 en tant que cible de l’objectif intermédiaire pose des problèmes.
D’ailleurs, l’agrégat M2 a été remplacé par M4 en 1996 et par M3 en 2003. Les
économistes du FMI (2007 f) soulignent que M4 est l’agrégat monétaire le plus apte à
capter la dynamique de la politique monétaire en Tunisie. En 2005, sous les
recommandations du FMI, la BCT a effectivement opté pour l’agrégat M3 en tant
qu’ancrage nominal officiel de
l’objectif
intermédiaire. Ce choix
reflète
l’assouplissement de la politique monétaire par le ciblage d’un agrégat au sens plus
large129. En 2006, le cheminement vers une politique de ciblage de l’inflation semble
tracé. La BCT a accompli des progrès signifiants dans ce sens en adoptant un ciblage
monétaire intermédiaire plus large (M3 au lieu de M2), tout en annonçant officiellement
le choix de la base monétaire en tant que cible opérationnelle de la politique monétaire.
Les adeptes du passage à la politique de ciblage de l’inflation mettent l’accent sur les
arguments suivants :
● En Tunisie, la conduite d’une politique d’ancrage monétaire fondée sur la croissance
de l’agrégat M2 (et de M3 depuis 2005) au titre d’objectif intermédiaire ne satisfait pas
les conditions sine qua non d’une politique d’ancrage monétaire saine et efficace.
● Le besoin de la BCT de disposer plus librement et avec un pouvoir discrétionnaire de
ses instruments monétaires. La politique d’ancrage de l’inflation renforce la crédibilité
de la BCT et lui procure plus de flexibilité afin de réaliser la stabilisation effective de
l’économie. L’objectif de stabilisation porte conjointement sur l’inflation et la
croissance économique.
129 En outre, la BCT a abandonné la poursuite de l’objectif de la croissance des crédits.
164
● Dans la mesure où l’économie tunisienne s’est lancée dans une transition graduelle
vers une économie de marché ouvert, les agrégats monétaires ne peuvent plus, à eux
seuls, opérer en tant qu’ancrage nominal performant. En fait, en période de mutations
structurelles et de développement des marchés financiers, la croissance de la monnaie,
en accord avec une inflation stable et maîtrisée, devient variable (Goodfriend et Prasad,
2006). En outre, l’endettement insoutenable de la Tunisie pourrait altérer la confiance et
rendre la demande de monnaie plus instable (Jbili et Kramarenko, 2003)130.
● L’imposition des contrôles partiels sur les capitaux continue à préserver la Tunisie des
chocs exogènes, mais lorsque la libéralisation du compte de capital sera achevée et que
la convertibilité de la monnaie sera totale131, qu’adviendra-t-il de la capacité de la
politique monétaire actuelle à contenir l’inflation? C’est pourquoi, il est pertinent de
poser la question du choix du régime de politique monétaire approprié pour la Tunisie.
130 Rappelons que le ratio d’endettement extérieur par rapport au PIB de la Tunisie est de 69,7% en 2005
(tableau 15).
131 Le dinar tunisien est semi-convertible, c’est-à-dire uniquement au niveau des opérations courantes
depuis 1992. Le passage à une convertibilité totale du dinar est prévu pour 2008, mais selon un processus
progressif et prudent.
165
1.3. Les différentes options de politique monétaire en Tunisie : discussion et
recommandations
La littérature existante préconise d’améliorer la conduite de la politique d’ancrage
monétaire en Tunisie. Les économistes du FMI (2004 a) affirment que l’étape
primordiale de ce processus consiste à dynamiser la politique monétaire dans un
contexte d’ancrage d’un agrégat monétaire plus large.
Dans le même ordre d’idées, Boughrara (2002 a) recommande de suivre une stratégie à
deux étapes. Dans un premier temps, à court terme, l’auteur est en faveur de l’adoption
d’un ancrage monétaire au sens plus large et plus contrôlable par les autorités
monétaires tel que la croissance de l’agrégat monétaire M3 ou M4. En outre, afin de
préserver sa crédibilité ainsi que le caractère discrétionnaire de ses actions, la BCT
devrait annoncer non pas une valeur cible de l’agrégat de l’objectif intermédiaire mais
un intervalle ou une bande de fluctuation.
Dans un deuxième temps, à long terme, Boughrara (2002 a) soutient qu’à l’image des
pays industrialisés, les autorités monétaires doivent envisager le passage à une politique
monétaire basée sur un ancrage différent et en particulier au ciblage ferme de
l’inflation132. L’auteur met l’accent sur la nécessité de l’adoption d’une nouvelle
politique monétaire d’ancrage ferme de l’inflation en raison de la mutation de
l’environnement économique de la Tunisie. Dans le cadre de son intégration progressive
dans les marchés internationaux des capitaux, la politique d’ancrage monétaire est
incompatible avec une optique globale d’ouverture économique et de libéralisation
financière. La réalisation de cette transition requiert la mise en place de réformes
financières adéquates, notamment le renforcement et le développement des marchés
monétaires et financiers133.
132 La politique d’ancrage monétaire a été abandonnée par la majorité des pays, elle n’apparaît plus dans
le paysage monétaire international (Stone et Bhundia, 2004). La Suisse a été le dernier pays à abandonner
l’ancrage monétaire en 1999 pour une politique d’ancrage implicite de la stabilité des prix. Cependant,
d’après le FMI (2005 a), en réalité, environ 30 pays dans le monde pratiquent encore l’ancrage monétaire.
La Tunisie, l’Égypte et la Chine font partie de ce groupe (voir les annexes 1 et 2).
133 Depuis 1987, les réformes financières ont permis d’élargir les options de placement et
d’investissement des épargnants par la création de nouveaux instruments et produits financiers. Ces
options incluent le marché des valeurs mobilières, l’investissement en devises étrangères et la
souscription aux bons de trésor. Ces instruments ont été introduits essentiellement dans le but de drainer
l’excès de liquidités vers le marché monétaire et de faire face à la demande de monnaie. Toutefois, les
réformes financières accomplies demeurent insuffisantes.
166
En se référant aux recommandations de Stone et Bhundia (2004), le régime monétaire
approprié pour la Tunisie serait soit l’ancrage du taux de change nominal, soit une
forme d’ancrage ferme de l’inflation (ancrage implicite de la stabilité des prix ou
ciblage ferme de l’inflation).
L’option du passage à une politique monétaire d’ancrage ferme du taux de change
nominal a déjà été fréquemment abordée et débattue par les autorités monétaires
tunisiennes, d’autant plus que ce type de politique monétaire est pratiqué par de
nombreux pays partenaires, voisins et concurrents de la Tunisie. À titre d’exemple,
citons l’Égypte (1990-2002)134 et le Maroc et la Jordanie qui continuent à l’appliquer.
Toutefois, en dépit de l’ancrage souple de facto du taux de change nominal135,
l’adoption officielle d’un ancrage ferme du taux de change nominal a très peu d’adeptes
au sein de la BCT, et ce pour les raisons suivantes :
● La perte de la souveraineté de la politique monétaire. Une politique d’ancrage du taux
de change implique la dépendance des conditions monétaires domestiques (notamment
l’alignement des taux d’intérêt) envers celles du pays de la monnaie du rattachement136.
À ce titre, rappelons que la BCT privilégie l’utilisation des taux d’intérêt à des fins de
stabilisation financière.
● En étudiant la question sous l’angle de l’ajustement des effets des chocs, l’ancrage du
taux de change nominal priverait l’économie d’un instrument d’absorption des effets
des chocs. Or, la réalisation de l’objectif de maintien de la compétitivité de la Tunisie,
via la stabilité du taux de change réel par la poursuite de la règle du TCERC, nécessite
un taux de change nominal flexible et actif pour l’absorption des effets des chocs
exogènes, notamment des chocs de demande réelle. Néanmoins, compte tenu de
l’orientation de libéralisation financière de l’économie tunisienne, son exposition aux
chocs exogènes asymétriques s’accroît. Sous les recommandations du FMI, en 2000, la
BCT a opté pour l’assouplissement de la règle du TCERC dans le but de permettre au
134 Selon le FMI (2006 d et g), officieusement l’ancrage du taux de change continue à être pratiqué en
Égypte.
135 D’après le FMI (2004 d), implicitement, jusqu’à la fin de 2004, la BCT pratique un ancrage du taux de
change nominal dans le cadre d’un régime de change de rattachement à parité glissante.
136 Sous un régime de change fixe, les autorités monétaires sont contraintes à aligner les taux d’intérêt
domestiques aux niveaux étrangers. Par conséquent, il est difficile pour les autorités monétaires d’utiliser
les taux d’intérêt en tant qu’instruments de la politique monétaire en vue de réaliser des objectifs de
politique interne (Goodfriend et Prasad, 2006)
167
taux de change réel de fluctuer et de contribuer dans l’amortissement des effets des
chocs. À cet effet, en cas de choc de demande étrangère (détérioration de la
compétitivité), les autorités monétaires peuvent rétablir la compétitivité soit par une
politique de désinflation compétitive via l’ajustement par le taux de change réel, soit par
l’ajustement par le taux de change nominal. Toutefois, cette question doit être appuyée
par une étude des dynamiques des chocs exogènes asymétriques affectant la Tunisie et
des contributions respectives du taux de change réel et du taux de change nominal dans
l’ajustement macroéconomique.
● Enfin, étant donné que la BCT persiste depuis deux décennies à poursuivre une
politique de transition graduelle vers le flottement libre du taux de change, un retour en
arrière vers un régime de rattachement fixe du taux de change nominal s’avère peu
probable. Cette évolution est confirmée par le classement des régimes de change de
facto du FMI : en 2005, le régime de la Tunisie est passé du rattachement à parité
glissante par rapport à un panier monétaire au flottement géré sans trajectoire
prédéterminée du taux de change (FMI, 2004 d, 2005 a et annexes 1, 2 et 3).
Par ailleurs, Stone et Bhundia (2004) soulignent que l’adoption du régime d’ancrage du
taux de change repose sur le degré de libéralisation du compte de capital. Plus ce
compte est ouvert, plus l’économie est exposée au risque d’attaques spéculatives sur le
taux de change. Dans ce cas, le régime de rattachement du taux de change est approprié.
Dans le même ordre d’idées, en raison de l’absence d’une libéralisation totale du
compte de capital en Tunisie, le régime monétaire d’ancrage du taux de change nominal
n’est pas un régime monétaire adéquat.
L’ancrage implicite de la stabilité des prix repose sur les anticipations et les forces du
marché, limite les interventions sur le marché des changes et requiert l’existence de
marchés financiers mâtures et actifs. Présentement, l’ancrage implicite de la stabilité des
prix ne correspond pas à la réalité de l’économie tunisienne, particulièrement du
système financier. Par conséquent, cette option est à exclure.
Par élimination, le régime de ciblage ferme de l’inflation est l’ultime option de politique
monétaire à évaluer pour la Tunisie. La littérature s’accorde sur le principe que, dans la
mesure où les autorités monétaires tunisiennes s’orientent progressivement vers un
168
régime de change plus flexible, l’accompagnement de ce passage par l’adoption d’une
nouvelle politique monétaire de ciblage de l’inflation est fortement recommandé
{Boughrara (2002 a, 2003 et 2007), Stone et Bhundia (2004) et Dropsy et Grand
(2004)137}. Toutefois, bien que compatible avec un régime de change flottant, la
politique de ciblage de l’inflation doit être adoptée lorsque certaines conditions pré-
requises sont réunies.
Un courant de la littérature met en évidence qu’une politique monétaire rigoureuse
facilite l’introduction d’un régime de change plus flottant. Toutefois, il n’est pas prédit
que la mise en place systématique d’une politique de ciblage de l’inflation précédant (ou
pendant) l’adoption d’un régime de change flottant est nécessaire. Cependant, l’inverse
est vrai : la réflexion sur l’adoption d’une politique monétaire d’ancrage de l’inflation
est intimement liée au type de régime de change appliqué, notamment dans les pays
émergents. En se référant à la théorie de la «trinité impossible», dans un contexte de
mobilité croissante des capitaux, une politique monétaire indépendante ne peut pas
coexister avec des taux de change rattachés ou fixes. Par ailleurs, sous une politique
monétaire de ciblage de l’inflation, le taux de change est abandonné en tant qu’ancrage
nominal. Il est remplacé par une cible explicite de stabilité des prix. Un régime de
change flottant est donc requis pour le bon fonctionnement du régime de ciblage de
l’inflation {Mishkin et Savastano (2001), Hakura (2005), Goodfriend et Prasad (2006)
et Edwards (2006)}. Gali et Monacelli (2004) soutiennent que sous un régime de
ciblage de l’inflation, le taux de change nominal varie proportionnellement avec les
termes d’échange et le niveau des prix mondiaux138. Ils concluent que sous ce régime
monétaire, le taux de change nominal et les termes d’échange sont volatils.
Une forme de ciblage de l’inflation peut être envisagée en Tunisie. Il s’agit du ciblage
d’une inflation de base. L’indice de cette inflation exclut certains produits primordiaux
tels que le pétrole, les matières premières et les produits alimentaires. Ces biens sont
échangés sur des marchés fortement compétitifs et sont fortement exposés aux chocs
d’offre et de demande susceptibles d’entraîner une inflation globale. Si les autorités
monétaires ciblent l’inflation globale, un relâchement de la demande agrégée est
137 Dropsy et Grand (2004) soulignent qu’une politique de ciblage de l’inflation permettrait à la Tunisie
de contenir la volatilité du secteur des services (45% de la population active).
138 Ces auteurs affirment que sous l’hypothèse de prix mondiaux constants, le taux de change nominal
adopte les caractéristiques statistiques des termes d’échange, notamment la stationnarité.
169
nécessaire afin de contrecarrer les pressions inflationnistes, ce qui aura un effet négatif
sur le gap de production et l’emploi. En revanche, si l’ancrage nominal est l’inflation de
base, l’ajustement concerne uniquement les changements des prix des biens affectés et
l’inflation de base et l’emploi sont maintenus stables. L’économie opère comme une
économie à prix flexibles (Goodfriend et Prasad, 2006).
L’option d’une politique monétaire mixte fondée principalement sur le ciblage d’une
inflation faible, tout en maintenant simultanément l’ancrage de la croissance d’agrégats
monétaires, peut être considérée pour la Tunisie. En effet, le maintien de l’ancrage
monétaire pourrait faciliter la modernisation du système bancaire et financier, ainsi que
le recours aux instruments monétaires indirects basés sur le marché.
Mishkin (2000 b) explique que les pays émergents partagent une caractéristique
commune : le poids de l’endettement extérieur. Par conséquent, les autorités monétaires
limitent les mouvements du taux de change nominal, et l’ancrage implicite du taux de
change nominal est pratiqué au détriment du ciblage de l’inflation. C’est pourquoi,
l’auteur préconise une option de politique monétaire mixte pour les économies
émergentes. Il s’agit d’une politique de ciblage de l’inflation accompagnée d’un lissage
des mouvements du taux de change nominal à court terme. Cette option peut être
recommandée pour la Tunisie en raison de la «peur du flottement» due à la gestion de la
dette extérieure par la BCT (le ratio des dettes extérieures par rapport au PIB est autour
de 60% en 2006, tableau 15).
Avant de soutenir toute option de passage au ciblage de l’inflation, il est important de
vérifier si l’économie tunisienne remplit les conditions nécessaires pour l’implantation
d’une politique monétaire d’ancrage de l’inflation. De nombreux travaux {Mishkin
(2000 b), Siklos (2002) et Boughrara (2007)} regroupent les conditions préalables à
l’adoption d’une politique d’ancrage de l’inflation en deux catégories : les conditions
institutionnelles et les conditions économiques.
170
La première englobe l’indépendance de la Banque Centrale139 et la maturité des marchés
financiers140, alors que la deuxième catégorie est formée par l’absence d’une dominance
fiscale141, une capacité technique de prévision et de modélisation de la dynamique de
l’inflation142 et la maîtrise du mécanisme de transmission de la politique monétaire143.
Les économistes du FMI (2006 b) rajoutent les conditions de non administration des
prix et une dollarisation minimale de l’économie.
139 Le principe d’indépendance est divisé par la littérature en objectifs et instruments. L’indépendance des
objectifs implique la liberté des autorités monétaires de fixer leurs objectifs finaux. L’indépendance des
instruments constitue l’essence même de l’existence de la Banque Centrale. Elle signifie que les autorités
monétaires choisissent librement les instruments et les moyens qui leurs permettent d’atteindre les
objectifs fixés. L’autonomie des autorités monétaires est soumise aux principes de la transparence et de
l’annonce de ses décisions de politique monétaire aux agents économiques (telle que la publication des
prévisions de la variable cible de l’objectif intermédiaire). L’indépendance ou la flexibilité de la politique
monétaire dépend de la flexibilité du régime de change adopté. Lorsque le régime de change est flexible,
les conditions monétaires sont gérées par la Banque Centrale et l’ancrage de la politique monétaire est
clair. Mishkin (2000 a) souligne que l’indépendance de la Banque Centrale est renforcée par la
transparence, la communication et la comptabilité.
140 Dans le but d’éviter tout risque de conflits avec les objectives de stabilisation financière et de garantir
un mécanisme de transmission effectif de la politique monétaire, le système bancaire doit être solide et les
marchés financiers bien développés.
141 Cette dominance traduit une pression de la politique fiscale sur la politique monétaire et résulte de
l’incapacité des marchés financiers à répondre aux besoins de financement de l’administration fiscale.
Elle regroupe l’emprunt direct du secteur public auprès de la Banque Centrale et le recours excessif au
seigneuriage. Les économistes du FMI (2007 e) soutiennent que la monétisation des déficits budgétaires
entraîne inévitablement des pressions inflationnistes. Il est recommandé aux autorités monétaires de
pratiquer une politique monétaire accommodante aux conditions fiscales, tout en préservant son
indépendance des pressions fiscales (Mishkin et Savastano, 2001). Néanmoins, l’absence de dominance
fiscale en tant que condition d’une politique monétaire de ciblage de l’inflation est rejetée par un courant
de pensée (Fanizza et Söderling, 2006).
142 Il est primordial pour les autorités monétaires de disposer de compétences humaines et techniques
nécessaires à la réalisation des prévisions de la dynamique de l’inflation. Étant donné que l’inflation est,
dans ce cas, la cible intermédiaire, ses valeurs anticipées doivent être annoncées officiellement au public.
En cas d’écart entre les prévisions et les réalisations de l’inflation ciblée, les autorités monétaires doivent
agir en conséquence et ajuster le dérapage en suivant leur fonction de réaction.
143 La Banque Centrale doit connaître la capacité des instruments opérationnels à agir sur la cible
intermédiaire (inflation) ainsi que le pouvoir de cette dernière à influencer les variables clés de l’objectif
final. En particulier, la connaissance du temps écoulé entre le changement des conditions monétaires, et
de son impact sur l’inflation et la production est une condition majeure pour une conduite efficace de la
politique de ciblage de l’inflation.
171
1.4. Vérification des conditions d’une politique de ciblage de l’inflation en
Tunisie
La condition institutionnelle d’indépendance de la BCT n’est pas totalement respectée.
D’un point de vue statutaire, la BCT n’est pas une institution indépendante (FEMISE,
2005 a). En effet, la BCT n’est pas indépendante au niveau des objectifs. Par ailleurs, en
raison du faible degré de flexibilité du régime de change144 et de la semi-convertibilité
de la monnaie domestique, la politique monétaire ne peut pas être totalement
indépendante. En revanche, elle est indépendante au niveau des instruments monétaires
qu’elle choisit et manipule librement. La BCT est en mesure de modifier brusquement
les taux d’intérêt à court terme même avec une marge élevée145. L’amendement de loi
de la BCT de 2006 octroie plus d’indépendance à la BCT.
Le faible développement et l’immaturité des marchés financiers ainsi que la faiblesse du
système bancaire n’offrent pas un environnement favorable à l’implantation d’une
politique de ciblage de l’inflation en Tunisie (Mishkin, 2004)146.
Concernant les conditions économiques, en premier lieu, la BCT ne subit pas de lourdes
pressions fiscales (en 2003, la pression fiscale par rapport au PIB est de 20,6%). En
dépit de la pratique courante du recours aux revenus du seigneuriage pour combler le
gap du déficit budgétaire dans les pays en voie de développement, la Tunisie se
démarque par le faible usage de cette pratique en raison de son large accès aux marchés
internationaux des capitaux (Boughrara, 2007). En effet, depuis 2001, la totalité du
déficit fiscal est financé par des ressources externes obtenues sur les marchés
internationaux147.
144 Rattachement à parité glissante à un panier monétaire jusqu’à fin 2004 et flottement géré depuis 2005.
145 Dans le but de lutter contre la récession économique, la BCT a baissé le taux d’intérêt de court terme
de 11% à 8.75% en 1993 et de 8.75% à 6.75% en 1996.
146 Malgré l’émergence de nouvelles institutions financières (fonds mutuels, compagnies de leasing…),
les banques dominent les marchés des capitaux. De plus, elles sont fragiles à cause du poids écrasant des
crédits non performants.
147 En 2003, la Tunisie est le seul pays de l’Afrique du Nord et du Moyen-Orient à avoir obtenu une
notation par «Standard and Poor’s » équivalente à celles des pays émergents qui appliquent le ciblage de
l’inflation. Cette notation est BBB entre 2001 et 2006. Toutefois, ce choix est coûteux en termes
d’endettement extérieur qui a dépassé 65% du PIB au cours des dernières années. Cette situation accentue
la vulnérabilité de l’économie et peut inciter les autorités monétaires à la «peur du flottement» de Calvo et
Reinhat (2000).
172
En deuxième lieu, la modélisation de la dynamique de l’inflation par l’unité de
recherche de la BCT n’est pas efficiente. La relation de contrôlabilité entre l’instrument
monétaire opérationnel et l’objectif intermédiaire, ainsi que la causalité entre ce dernier
et l’objectif final ne sont pas clairement définies148.
En troisième lieu, les autorités monétaires tunisiennes ne semblent pas maîtriser
totalement les mécanismes de transmission de la politique monétaire. L’impact de la
modification des conditions monétaires sur les variables de l’économie ainsi que le délai
nécessaire à cette transmission ne sont pas connus avec certitude.
Enfin, rappelons qu’en Tunisie, un tiers des prix inclus dans le panier représentatif des
biens à la consommation continue à être administré par l’État (FMI, 2007 d et 2007 f)
(tableau 11, chapitre 2 de la première partie). En d’autres termes, la politique monétaire
de la BCT n’a aucune influence sur cette part des prix domestiques. Les économistes du
FMI (2007 f) affirment que l’administration de ces prix constitue un obstacle de taille à
la prévision de l’inflation future.
En résumé, l’économie tunisienne ne semble pas vérifier les conditions préalables à
l’implantation d’une politique monétaire de ciblage de l’inflation. En particulier, la
contrôlabilité imparfaite de l’inflation en tant que cible intermédiaire peut se révéler
dangereuse et provoquer des dérapages inflationnistes.
Certains pays émergents ont adopté progressivement le ciblage de l’inflation sans
satisfaire à toutes les conditions indispensables149. Par conséquent, bien que la réalité
économique de la Tunisie montre qu’elle ne réunit pas encore toutes les conditions
préalables, l’option d’une transition prudente et progressive vers la politique de ciblage
de l’inflation n’est pas exclue, du moins à terme. À ce sujet, les économistes du FMI
(2006 b) classent la Tunisie comme un candidat potentiel pour le régime de ciblage de
l’inflation, mais à long terme (période supérieure à 5 ans). Jbili et Kramarenko (2003)
soulignent qu’au sein du groupe d’Agadir, la Tunisie est sur le point de satisfaire à
148 L’estimation de cette relation n’est pas une tâche facile dans la mesure où certains prix demeurent
administrés malgré les mesures officielles de libéralisation dans le cadre du PAS en 1987.
149 L’Afrique du Sud a réalisé la transition d’une politique d’ancrage monétaire avec un objectif implicite
d’inflation à une politique de ciblage de l’inflation. Le Chili et la Pologne sont passés progressivement du
double ciblage des marges de fluctuation du taux de change et de l’inflation au ciblage unique de
l’inflation.
173
certaines conditions requises pour le passage à une politique monétaire de ciblage de
l’inflation.
Récemment, les autorités monétaires tunisiennes ont officiellement annoncé leur
transition graduelle vers une politique de ciblage de l’inflation et un régime de
flottement libre du taux de change dans un contexte de libéralisation du compte de
capital (FMI, 2007 d). En accord avec cette orientation, l’assistance technique de la
mission du FMI souligne la nécessité de renforcer l’autonomie de facto de la BCT, de
clarifier le rôle du taux de change dans le cadre de la politique monétaire, de réduire la
part des prix administrés dans l’indice des prix à la consommation et d’améliorer la
capacité de recherche et de prévision de la BCT. Cette dernière recommandation revêt
une importance particulière pour l’implantation d’une politique de ciblage de l’inflation,
notamment au niveau du choix de l’horizon approprié de l’inflation ciblée (FMI, 2007
e).
174
2. Politique de gestion du compte de capital en Tunisie
La Tunisie se démarque des autres économies émergentes du bassin méditerranéen par
son processus de libéralisation progressive et prudente de son compte de capital. À cet
effet, en janvier 1993, le compte de capital a été partiellement libéralisé et la BCT a
officiellement annoncé l’instauration de la semi-convertibilité du dinar pour les
opérations des comptes courants150. Ces dispositions ont vraisemblablement contribué à
préserver l’économie tunisienne des crises financières internationales qui ont touché une
large partie des pays émergents. Dans le contexte mondial actuel d’instabilité politique,
notamment dans la région du Moyen-Orient, la politique de dépréciation graduelle de la
monnaie tunisienne ainsi que la non convertibilité au niveau des opérations du compte
de capital constituent les fondements protecteurs de l’économie tunisienne contre les
chocs exogènes asymétriques.
Le choix de politique de gestion du compte de capital adopté par les autorités
monétaires tunisiennes est en accord avec la littérature existante. Un courant de
recherche soutient que l’imposition des limites à l’intégration dans les marchés
internationaux des capitaux permet de réduire la vulnérabilité des économies
émergentes aux chocs externes {Edwards (2007) et Stiglitz (2002)}151. Par ailleurs,
Edwards (2007) souligne que les pays qui sont incapables d’obtenir des emprunts
libellés en leurs propres monnaies sont plus exposés aux crises de chute des entrées des
capitaux. Or, les dettes extérieures de la Tunisie sont libellées en devises étrangères
(tableau 14). En outre, l’auteur conclut que les économies à régime de change flexible
sont en mesure de restreindre la probabilité d’un choc de contraction des flux des
capitaux. Étant donné que le régime de change de la Tunisie n’est pas encore totalement
flottant, la politique de restriction sur les mouvements des capitaux s’avère appropriée.
150 Le 6 janvier 1993, les autorités monétaires tunisiennes acceptent les obligations de l’article VIII du
FMI. Elles décident d’abolir les restrictions de change sur les transactions internationales du compte
courant.
151 À titre d’exemple, la Chine n’a pas été touchée par les crises financières de l’Asie du Sud-Est de la fin
des années 90, notamment en raison de la rigidité des restrictions sur la mobilité des capitaux.
175
La libéralisation du compte de capital
Dans le cadre du partenariat euro-méditerranéen, dans le but de faciliter l’insertion des
PSEM dans la toile des échanges mondiaux, les accords de libre-échange reposent sur la
libéralisation progressive des échanges des biens, des services et des capitaux et sur
l’ouverture des économies à la concurrence avec le Nord.
Dans cette perspective, les autorités monétaires tunisiennes se préparent à ouvrir
progressivement le compte de capital. Cette étape permettrait d’attirer l’épargne
extérieure, d’accélérer le développement des marchés financiers domestiques et de
diversifier les ressources de la balance des paiements (FMI, 2004 a).
La théorie de la trinité impossible stipule que la combinaison formée d’un compte de
capital libéralisé, d’une politique monétaire indépendante et d’un régime de taux de
change stable est insoutenable. La BCT est consciente que la mutation financière du
compte de capital doit être menée conjointement avec la transition vers un régime de
change flottant. Ce passage permettrait d’assurer l’indépendance de la politique
monétaire et d’éviter l’obligation de fournir des garanties implicites de taux de change
aux investisseurs étrangers.
Les économistes du FMI (2004 a) proposent un plan de trois étapes pour la
libéralisation du compte de capital.
La première phase consiste à libéraliser immédiatement les flux à moyen et à long
termes tels que les investissements directs des non résidents, les prêts à long terme
accordés aux entreprises et l’investissement des non résidents dans les titres
gouvernementaux en dinar. Ainsi, depuis juillet 2004, les non résidents sont autorisés à
acquérir des bons de trésor dans les limites des 5% de l’émission. En vue de renforcer la
mobilisation des ressources extérieures sans surcroît d’endettement, tout en veillant à
consolider les efforts visant à dynamiser le marché financier, la BCT a décidé en 2005
de porter à 10% le taux de souscription et d’acquisition de bons de trésor par des
étrangers non-résidents152. Dans le même ordre d’idées, l’acquisition de participations
152 Circulaire de la BCT aux intermédiaires agréés no.2005-19 du 8 novembre 2005.
176
étrangères dans les compagnies tunisiennes a été totalement libéralisée à partir de mars
2005 (FMI, 2006 e).
La deuxième phase inclut la libéralisation de l’investissement direct des Tunisiens
vivant à l’étranger ainsi que de l’investissement institutionnel outremer. Cette phase
requiert au préalable, le passage au régime de change flottant et l’approfondissement du
marché des changes. En outre, elle doit être accompagnée aussi bien par le renforcement
du système bancaire afin qu’il soit capable de rivaliser avec la concurrence étrangère,
que par l’amélioration de la conduite de la politique monétaire en accordant plus de
pouvoir aux forces du marché en vue d’augmenter les liquidités.
Dans la phase finale, l’investissement en portefeuille domestique à l’étranger et les
crédits accordés par les résidents aux non résidents sont libéralisés. Le passage à cette
étape nécessite un système financier robuste et la consolidation de la balance des
paiements.
Les économistes du FMI (2006 c) considèrent que cette stratégie de libéralisation à trois
phases est bien avancée. La prochaine étape qui consiste en la libéralisation totale de
l’investissement tunisien à l’étranger ne peut être mise en place que sous les conditions
suivantes : modernisation du système financier, passage au régime de change à
flottement libre et transition vers une nouvelle politique monétaire plus adéquate. Les
autorités monétaires tunisiennes projettent le passage définitif à la convertibilité totale
du dinar et au flottement libre du taux de change en 2008.
177
La forte sensibilité des prix aux fluctuations du taux de change constitue un lien
important dans le processus de transmission de la politique monétaire. Par ailleurs, une
politique monétaire indépendante s’épanouit dans le cadre d’un régime de change
flexible. En effet, sous un régime de change fixe, les conditions monétaires domestiques
sont dépendantes des choix et des orientations des autorités monétaires étrangères du
pays de référence du rattachement du taux de change. Ces relations ont suscité le débat
sur la coexistence des politiques monétaire et de change appropriées. Les deux
politiques sont interdépendantes et complémentaires. C’est pourquoi, les autorités
monétaires veillent scrupuleusement sur la compatibilité et l’harmonie entre la politique
monétaire et le régime de change. Le FMI recommande aux autorités monétaires des
pays émergents d’engager la transition vers des régimes de change plus flexibles étayés
par des politiques monétaires pertinentes.
Après la description des politiques monétaire et de gestion du compte de capital en
Tunisie, il serait pertinent d’aborder un autre pilier de la politique économique, à
savoir : la politique de change.
178
3. Politique de change en Tunisie
Dans le contexte mutant de l’économie mondiale, la politique de change en Tunisie a
connu de nombreux changements. Après l’effondrement du système de Bretton Woods
en 1973, les autorités monétaires tunisiennes ont opté pour un régime de taux de change
fixe par rapport au franc français153.
En 1978, la Tunisie a officiellement adopté un régime de change de flottement
administré par rapport à un panier monétaire. Conformément à la littérature, les
composantes du panier monétaire sont les monnaies représentatives des parts relatives
des échanges commerciaux, des concentrations relatives dans la structure de
l’endettement extérieur et des disponibilités en réserves de change. Ainsi, le panier
monétaire incluait sept monnaies européennes (FRF, DEM, ITL, NLG, ESP, GBP,
BEF) représentant un poids de 94% et deux monnaies non européennes : USD (4%) et
JPY (2%)154. L’administration du taux de change était basée sur un coefficient laissé à
l’appréciation du gestionnaire des réserves en devises. Cependant, durant la période
1978-1985, le régime de change de facto peut être qualifié de régime de flottement
dirigé passif et se limitait en pratique à un système de fluctuation du dinar par rapport
au franc français à l’intérieur d’une bande stable.
À partir de 1985, le régime de change est devenu plus flexible. Il est passé à un régime
de flottement dirigé actif. D’après la classification officielle du FMI, le régime de
change tunisien, adopté depuis 1987, est un régime de flottement administré avec
interventions ad hoc de la Banque Centrale (FMI, 1999). Il s’agit d’un régime hybride
entre le rattachement fixe à un panier monétaire et le flottement libre. La Banque
Centrale de Tunisie (BCT) a le pouvoir d’une gestion active, discrétionnaire et
confidentielle du taux de change. Cette nouvelle politique de change attribue au taux de
change un rôle actif en matière d’ajustement des déséquilibres dans le but de soutenir la
153 Le choix du rattachement par rapport au franc français était justifié par la place prépondérante
qu’occupait la France dans le commerce extérieur. Cependant, en pratique, ce régime de change fixe
n’apparaît pas clairement. La stabilité du taux de change a été maintenue par des corrections tenant
compte des avoirs en or et en devises étrangères. En 1976, le dinar enregistre une appréciation importante
par rapport au franc français résultant de la flambée du prix du pétrole après le premier choc pétrolier
dont a bénéficié la Tunisie, mais aussi de la hausse des prix de certains produits de base tel que le
phosphate, un des principaux produits exportés par la Tunisie à l’époque.
154 Les pondérations actuelles du panier monétaire sont confidentielles et discrétionnaires. Les codes ISO
des devises sont expliqués à l’annexe 26.
179
compétitivité de la Tunisie. Dès lors, elle est menée dans l’esprit de neutraliser les
différentiels d’inflation entre la Tunisie et ses principaux partenaires commerciaux.
En août 1986, marquées par de lourds déficits budgétaires, les autorités monétaires ont
tenté d’alléger la pression sur le dinar en modifiant les pondérations du panier
monétaire. Ces corrections se sont révélées inefficaces et un vaste programme
d’ajustement structurel (PAS) a été lancé. Parallèlement, la BCT a commencé une série
de dépréciation du dinar. En 1987, le dinar s’est déprécié de 40% et la BCT a opté pour
une politique de stabilisation du taux de change effectif réel afin de privilégier la
compétitivité des exportations. En effet, dans le cadre du PAS, il a été implicitement
convenu que la parité du dinar devrait être préservée en termes réels aux niveaux
prévalant à la fin de 1987.
Le calcul du taux de change effectif s’effectue sur la base d’un panier monétaire
composé des devises des principaux partenaires commerciaux. La pondération des
différentes monnaies du panier est confidentielle. Il est présumé que l’euro représente
une part dominante du panier étant donné que les pays de la zone euro demeurent les
principaux partenaires commerciaux de la Tunisie155. Par ailleurs, le poids du dollar doit
être significatif dans le panier monétaire en raison de l’augmentation de la dette
exprimée en dollar américain (38,8% en 2001, tableau 14).
Tableau 14. Composition de la dette extérieure de la Tunisie en devises étrangères
(en pourcentage)
Désignation
2001
2002
2003
2004
2005
2006
USD
Euro
JPY
Dinar Koweïtien
38,8
35,6
15,4
4,1
34,7
34,7
21,7
5,2
32,8
45,1
14,2
4,1
26,4
42,2
25,2
3,3
26,7
48,8
17,1
4,9
17,7
61,6
12,9
5,3
Source : Banque Centrale de Tunisie (2006 et 2007 c).
155 Avant l’euro, cette part était attribuée aux monnaies européennes. En 2006, les échanges commerciaux
de la Tunisie avec l’UE et les États-Unis s’élèvent respectivement à 77% et 4,5% (Banque Centrale de
Tunisie, 2007 b).
180
La plus grande volatilité du taux de change nominal par rapport au dollar montre la
prédominance de l’euro en tant que monnaie de référence dans le panier monétaire (voir
graphique 45 et les écarts-types au tableau 8 du chapitre 2 de la première partie). Cette
affirmation rejoint les estimations empiriques attribuant des pondérations de 68 à 70% à
l’euro et de 30 à 32% au dollar (Commission européenne, 2003).
Avec la dévaluation du dinar en 1987 a débuté une politique de glissement graduel qui a
conduit à une amélioration de la compétitivité des exportations156. Cette orientation de
politique de change a permis à la Tunisie d’améliorer nettement le solde déficitaire du
compte courant de 7.5% du PIB en 1986 à 1.1% du PIB en 2005 (rapport annuel de la
BCT, 2005).
Graphique 45
Taux de change nominaux (TND/euro et TND/USD) et taux de change effectif réel en Tunisie
Période : 1985-2006
2.00
1.75
1.50
1.25
1.00
0.75
0.50
144
136
128
120
112
104
96
88
80
1985
1988
1991
1994
1997
2000
2003
2006
NEREURO
NERUSD
REERTUN
156 Une politique de glissement du taux de change consiste en une dévaluation progressive et à long terme
en fonction de l’équilibre de la balance courante.
181
Comme le montre le graphique 45157, durant les années 90, le dinar a subi certaines
dépréciations notamment entre 1994 et 1997. Elles s’expliquent par les effets de la
première guerre du Golfe, les deux années de sécheresse (1994 et 1995) et le climat
d’incertitude suite à la signature des accords de libre-échange avec l’UE en 1996158. Le
taux de change effectif réel s’est maintenu à un niveau relativement stable, reflétant
ainsi l’importance de l’objectif de maintien de la compétitivité poursuivi par les
autorités monétaires tunisiennes.
Au début du 21ème siècle, en dépit du relâchement de la règle du taux de change effectif
réel constant (TCERC), la poursuite d’une politique de stabilisation du taux de change a
été facilitée par l’absence de chocs de termes d’échange significatifs. Toutefois,
l’attaque terroriste de Djerba en avril 2002 a provoqué une baisse dramatique des
recettes du tourisme (chute de 13,7%) entraînant une dépréciation continue du dinar en
termes nominaux (notamment par rapport à l’euro) et réels (voir graphique 45)159.
La classification du FMI (2004 d) qualifie le régime de change de facto de la Tunisie de
régime de rattachement à parité glissante du taux de change (annexe 1). Dans le cadre
de ce régime, le taux de change est ajusté périodiquement à un taux fixe ou en fonction
des changements des indicateurs quantitatifs tels que les différentiels d’inflation avec
les partenaires commerciaux. Le taux de glissement peut être pré-annoncé.
L’année 2005 marque un tournant important pour le régime de change en Tunisie. La
transition graduelle vers le flottement libre se concrétise. Ainsi, les classements du FMI
des régimes de change de facto du 31 décembre 2005 et du 30 avril 2007 (annexes 2 et
3) montrent le passage du régime de change de la Tunisie de la catégorie «régime de
gestion de parité glissante du taux de change» à la catégorie «régime de flottement géré
sans trajectoire prédéterminée du taux de change».
157 Les taux de change nominaux expriment les unités d’euro ou de USD pour une seule unité de dinar
tunisien.
158 La signature des accords de libre-échange entre la Tunisie et l’UE porte sur la fin des arrangements
commerciaux avantageux pour la Tunisie. Par conséquent, les produits tunisiens seront soumis aux forces
du marché et se doivent donc d’être compétitifs à l’échelle internationale. Pour ce faire, les autorités
tunisiennes ont lancé un plan de soutien financier et technique de l’industrie tunisienne : le plan de mise à
niveau (PMN).
159 La croissance économique de cette année a enregistré le niveau le plus faible depuis 15 ans : 1,9% ,
alors que les prévisions indiquaient une croissance de 4.9%.
182
La transition du rattachement à parité glissante réajustable à un panier monétaire au
flottement activement dirigé avec interventions ad hoc de la BCT a été menée
parallèlement aux changements de la politique monétaire. Le double ancrage implicite
de l’agrégat monétaire M2 et du taux de change nominal est abandonné en faveur du
simple ancrage monétaire de M3. Cette évolution conjointe du régime de change et de la
politique monétaire traduit une marche certaine vers un cadre de flottement libre et de
politique monétaire de ciblage de l’inflation en Tunisie.
183
4. Conduite implicite d’une politique d’ancrage souple généralisé en Tunisie
En se référant à la théorie, étant donné que la politique monétaire pratiquée en Tunisie
ne vérifie pas les conditions d’une politique d’ancrage monétaire, il semblerait que
depuis les réformes économiques de 1987, la BCT poursuit de facto une forme de
politique monétaire discrétionnaire focalisée sur la stabilité des prix.
En pratique, la politique monétaire et de change en Tunisie s’articule autour d’une
multiplicité d’ancrages et d’objectifs. L’ambiguïté de
l’hiérarchie en
termes
d’importance et de priorité caractérise ces objectifs. Implicitement, depuis la profonde
réforme économique de 1987 (PAS), il semblerait que, conjointement avec le ciblage de
la masse monétaire M2, la BCT pratique un triple ancrage modéré de facto du taux de
change effectif réel, du taux de change nominal et du taux d’intérêt à court terme. En
outre, parallèlement à la poursuite de l’objectif final de maîtrise de l’inflation, les
autorités monétaires accordent une attention particulière aux objectifs de maintien de la
compétitivité, de stabilité financière et de gestion de la dette extérieure.
En premier lieu, la BCT soutient que la politique monétaire en Tunisie repose sur
l’ancrage de l’agrégat monétaire M2 (et au sens plus large M3 depuis 2005) dans le but
de réaliser l’objectif final de maîtrise de l’inflation.
En deuxième lieu, l’ancrage du taux de change effectif réel constitue un pilier important
de la politique monétaire. Cet ancrage est pratiqué dans le cadre de la règle du taux de
change effectif réel constant (TCERC) et vise la réalisation de l’objectif de maintien de
la compétitivité. Le respect de la règle de stabilité du taux de change effectif réel se
situe au centre des préoccupations de la BCT. Théoriquement, cette règle exclut la
possibilité de l’adoption d’une politique monétaire officielle d’ancrage du taux de
change nominal dans la mesure où ce dernier est amené à s’ajuster pour préserver la
stabilité du taux de change réel. Neaime (2007) souligne le conflit entre les objectifs de
balance commerciale et de maîtrise de l’inflation lorsque une politique de maintien de la
compétitivité est poursuivie via l’ancrage du taux de change réel. Cela est dû au fait que
le taux de change nominal fluctue dans le but de maintenir le taux de change réel à son
niveau d’ancrage.
184
Depuis le début de 2000, dans le but d’éviter les volatilités excessives du taux de
change nominal, la BCT a fait preuve de laxisme quant à l’application de cette règle et
tolère une certaine flexibilité temporaire du taux de change réel160. Ainsi, le taux de
change effectif réel s’est déprécié de 4,5% en 2005 (tableau 16). Le relâchement de la
règle du TCERC revient implicitement à pratiquer un ancrage combiné et souple du
taux de change effectif réel et du taux de change nominal.
En troisième lieu, le taux de change nominal est l’objet d’ancrage modéré de facto. Les
effets d’une volatilité excessive du taux de change nominal peuvent être dévastateurs
pour l’économie. D’une part, une dépréciation profonde du dinar tunisien entraîne non
seulement le phénomène de l’inflation importée, mais aussi les déséquilibres au niveau
de la balance des paiements. D’autre part, la «peur du flottement» incite la BCT à éviter
les fluctuations excessives du taux de change nominal. Au même niveau de notation-
crédit, le ratio des dettes extérieures par rapport au PIB de la Tunisie est supérieur à
ceux des autres pays émergents. Cette faiblesse du secteur extérieur exerce des
pressions sur la politique monétaire et de change. En effet, par peur d’alourdir
d’avantage le poids de la dette étrangère et de provoquer une crise financière sévère, les
autorités monétaires sont contraintes à réduire le degré de flexibilité du taux de change
nominal161. Dés lors, la BCT ne consacre pas ses efforts uniquement à la poursuite de la
stabilité des prix, mais veille également sur la concordance entre les mouvements du
taux de change et la gestion de la dette extérieure.
Tableau 15. Endettement extérieur des pays de l’accord d’Agadir
2002
2003
2004
2005
2006
2007
(estimations)
23,1
32,4
28,8
36,1
32,8
37,9
76,4
81,3
Dettes extérieures /
PIB Égypte
Dettes extérieures /
PIB Jordanie
Dettes extérieures /
PIB Maroc
Dettes extérieures /
PIB Tunisie
Sources : Banque Centrale de Tunisie (2006), FMI (2005 c, 2006 c, 2006 g, 2007 b, 2007 g et
2008 b).
38,4
35,8
67,2
59,4
67,8
67,4
44,1
67,6
23,4
49,7
33,2
55,6
25,1
61,1
67,9
27,8
160 Cette flexibilité signifie une déviation limitée du taux de change réel de sa valeur cible prévue.
161 Les estimations des économistes du FMI (2007 d) montrent qu’une dépréciation de 30% du dinar
tunisien en termes réels se traduit par une hausse du ratio des dettes extérieures par rapport au PIB de plus
de 80%.
185
L’administration des fluctuations du taux de change nominal se rapproche d’un ancrage
de facto modéré. Cette ligne d’action est confirmée par le FMI (2004 d) : la politique
monétaire en Tunisie serait basée sur un double ancrage de la cible monétaire et du taux
de change nominal. Cette pratique a également été mise en exergue par Boughrara
(2002 a et 2007). Néanmoins, en se référant au classement du FMI (2005 a), l’ancrage
de facto du taux de change nominal a été abandonné en 2005 en faveur du seul ancrage
monétaire de M3.
En quatrième lieu, depuis le début des années 90, la BCT semble privilégier la stabilité
financière. Consciente de la fragilité de l’ensemble de son système financier, la BCT
évite les régimes susceptibles d’engendrer une forte volatilité du taux d’intérêt. En effet,
lorsque l’économie tunisienne est affectée par des chocs asymétriques, les autorités
monétaires refusent une augmentation, pourtant indispensable, du taux d’intérêt de court
terme. En outre, le TMM est rarement utilisé au titre de cible opérationnelle de la
politique monétaire. À cet effet, Boughrara et Smida (2002) notent d’une part, qu’au
sens Granger, ce sont les variations de la masse monétaire M2 qui causent les
mouvements du TMM, et non l’inverse. Néanmoins, nos propres tests de causalité de
Granger montrent que le TMM cause l’agrégat M2 (annexe 5). Cette divergence peut
être attribuée à l’écart des périodes d’études. En effet, une libéralisation des
mouvements du taux d’intérêt à court terme est notée entre 2001 et 2004. Or, cette
période de volatilité relative du TMM n’est pas incluse dans la période d’étude de
Boughrara et Smida (2002).
D’autre part, dans le but de maintenir le taux d’intérêt à court terme à des niveaux
stables, le taux d’intérêt retardé est dominant dans l’explication du taux d’intérêt estimé.
Ces deux faits reflètent l’aversion au risque d’instabilité financière des autorités
monétaires tunisiennes.
186
Par ailleurs, après de nombreuses années d’ambiguïté sur le choix entre le taux d’intérêt
à court terme et la base monétaire au titre de cible opérationnelle, en 2005, la BCT
déclare que la base monétaire constitue désormais le véritable instrument opérationnel
de sa politique monétaire. Par conséquent, la gestion du taux d’intérêt à court terme peut
être destinée aux objectifs de stabilité financière.
Tableau 16. Indicateurs monétaires de l’économie tunisienne (en pourcentage)
Croissance du PIB
nominal
Croissance du PIB réel
Inflation
2000-2003
(moyenne)
6,97
4,22
2,62
2004
2005
2006
8,8
6
3,6
6,2
4
2
9,4
5,5
4,5
2007
(prévisions)
8,9
6
3
8,4
9,2
17,1
8,87
3,55
9,12
11,1
10,4
17,5
21,9
12,2
Croissance de la base
monétaire
Croissance de M2
(masse monétaire au
sens strict)
Croissance de M3
(masse monétaire au
sens large)
Taux du marché
monétaire
Variation du taux de
change effectif réel162
Taux de change
euro/TND163
Sources : Fonds Monétaire International (2006 a et d; 2007 b et d et 2008 a) et Banque
Centrale de Tunisie (2007 a, 2007 b et 2008).
1,5287
1,6132
1,6747
1,3375
1,7519
-2,32
10,3
5,68
5,26
11,5
5,07
-2,9
-3,4
-4,5
-0,8
9,1
11
5
5
162 Une variation négative implique une dépréciation du dinar en termes réels effectifs.
163 Il s’agit de la moyenne sur toute l’année. Le taux de change exprime les unités de TND pour une seule
unité d’euro.
187
5. Nouveau paysage monétaire de la Tunisie : transition, progrès et réalisations
Après 20 ans d’ajustement structurel et 10 ans de processus de Barcelone, il serait
pertinent de se pencher sur le positionnement de la Tunisie, vis-à-vis des autres pays
méditerranéens et partenaires de l’UE.
En 2007, l’agence Japonaise R&I considère la Tunisie comme l’économie la plus
performante de la région. Ainsi, sa notation pays est passée de BBB+ à A- (FMI, 2007
d)164. Sur la base du classement multicritère du FEMISE (2005 a)165, la Tunisie a une
position moyenne, légèrement en deçà de la position moyenne des PSEM. La Tunisie
est devancée par la Jordanie, mais précède les pays candidats à l’adhésion à l’UE
comme la Roumanie et la Bulgarie.
Sans ancrage de l’inflation et en absence de chocs réels sévères, la Tunisie a réussi à
sauvegarder son expansion économique des années 90, à contenir l’inflation et à
préserver sa compétitivité166. L’instauration des restrictions sur les flux des capitaux
ainsi qu’une forte discipline monétaire et fiscale ont contribué à contrecarrer les risques
inflationnistes associés au ciblage du taux de change effectif réel. Cependant, lorsque la
libéralisation des capitaux sera achevée et que la convertibilité de la monnaie sera totale,
qu’adviendra-t-il de la capacité de la politique monétaire actuelle à maîtriser l’inflation?
La politique monétaire continue à être conduite prudemment et en harmonie avec le
cadre économique global (FMI, 2004 a). Toutefois, récemment, la politique économique
globale commence à atteindre ses limites. La maîtrise de l’inflation, acquise depuis la
seconde moitié de la décennie des années 90 (l’inflation moyenne est de 2,62% entre
2000 et 2003), a été entachée en 2004. En effet, l’inflation a légèrement augmenté en
dépassant 3% (3,8% en avril 2004 et 3,6% pour l’année). Cette pression inflationniste
ponctuelle s’explique essentiellement par l’augmentation des prix administrés des
164 La notation de la Tunisie assignée par Moody’s et Standard &Poor’s est stable entre 2003 et 2007
(Banque Centrale de la Tunisie, 2007 c).
165 Les critères englobent non seulement les performances économiques, mais aussi le développement
humain, la gouvernance des processus de réformes et l’économie de connaissance.
166 Néanmoins, il semblerait que l’inflation ait été dominée au détriment de l’emploi. Le taux de chômage
est autour de 15% durant la dernière décennie avec une part considérable de population jeune.
188
produits alimentaires de base (l’inflation excluant les produits alimentaires est
relativement stable entre 2002 et 2004).
Au sein du groupe d’Agadir, la Tunisie ne semble pas connaître la même vitesse de
croissance que les autres pays membres. En 2006, la Tunisie enregistre la croissance
réelle la plus faible du groupe. Les croissances réelles du groupe se présentent comme
suit : 7,4% pour le Maroc, 6,8% pour l’Égypte, 6% pour la Jordanie et 5,5% pour la
Tunisie (voir tableau 2, chapitre 1 de la première partie). De plus, les projections de
croissance réelle pour 2007, établies par le FMI (2007 b), montrent une économie
tunisienne dépassée par l’Égypte (les prévisions sont de 6,7%, 6%, 6% et 3,5%
respectivement pour l’Égypte, la Jordanie, la Tunisie et le Maroc). Pourtant, en 2002 la
Banque mondiale indiquait que le revenu per capita par rapport à celui de l’UE s’élevait
à : 26% pour la Tunisie, 18% pour la Jordanie, 16% pour le Maroc et 13% pour
l’Égypte.
En dépit des progrès accomplis, la Tunisie n’a pas encore atteint la borne inférieure du
revenu per capita (en termes de parié du pouvoir d’achat) des pays émergents de
l’OCDE tels que le Mexique et la Pologne (FMI, 2004 a et 2004 b) (graphique 46). Le
FMI (2004 c) soutient que la Tunisie a tous les atouts pour atteindre un palier de
croissance plus élevé de manière à se rapprocher des revenus de ces pays. Cependant,
deux états de faits constituent des obstacles à cette réalisation et peuvent inhiber tous les
progrès accomplis : un endettement extérieur élevé (voir tableau 15) et un système
bancaire fragilisé par les crédits non performants.
La réalisation de cet objectif requiert l’accélération des changements structurels dans
une optique de libéralisation croissante de l’économie. Cette orientation radicale s’étend
à la politique monétaire, au régime de change et à l’ouverture progressive du compte de
capital. Dans cette perspective, afin de maintenir une politique monétaire indépendante
et compatible avec les ambitions économiques, les autorités monétaires ont commencé
une transition graduelle vers le régime de change flottant. Par ailleurs, l’adoption d’un
régime de change flottant en Tunisie nécessite la consolidation de la politique fiscale et
la capacité de la politique monétaire à maintenir la stabilité des prix. Les autorités
monétaires tunisiennes sont conscientes de cette nécessité et étudient le passage à une
politique monétaire plus adéquate à savoir : la politique de ciblage de l’inflation.
189
Récemment, les autorités monétaires tunisiennes ont officiellement annoncé la
transition graduelle vers un régime de change à flottement libre et une politique
monétaire de ciblage de l’inflation (FMI, 2007 d et 2007 f).
Graphique 46
Revenu per capita (en USD exprimés en parité du pouvoir d'achat)
des pays du groupe d'Agadir, du Mexique et de la Pologne
16000
14000
12000
10000
8000
6000
4000
2000
99
00
01
02
03
04
05
06
07
EGY
JOR
MAR
TUN
MEX
POL
Source: World Economic Outlook, Mars 2007, FMI.
De nombreux pays développés (Canada, Nouvelle Zélande, Royaume-Uni, Suède…),
émergents (Israël, Chili, Brésil et Mexique) et en ascension (République Tchèque,
Pologne et Hongrie) ont adopté avec succès la politique de ciblage ferme de l’inflation.
Toutefois, très peu d’entre eux (Chili, Mexique et Israël) ont réalisé cette transition en
190
même temps que le passage d’un régime de change fixe à un régime de change flexible
(Roger et Stone, 2005).
La double transition simultanée vers un régime de change flottant et une politique
monétaire de ciblage de l’inflation suscite les débats. La question qui se pose est de
savoir si la transition vers un régime de change flottant doit précéder l’implantation
d’une politique de ciblage de l’inflation, ou doit être mise en œuvre en même temps.
D’une part, Hakura (2005) souligne que le passage à un régime de change plus flexible
ne requiert pas au préalable l’adoption d’une politique de ciblage de l’inflation167. En
moyenne, l’implantation du ciblage de l’inflation est réalisée deux ans suivant la
transition vers le régime de change flottant.
D’autre part, les économistes du FMI (2004 c) affirment que durant la transition à un
régime de change plus flexible, les pays émergents mettent l’accent sur l’évolution des
institutions monétaires et financières. Cette évolution consiste à introduire plus
d’indépendance de la Banque Centrale, à mettre en place une politique monétaire de
ciblage de l’inflation, à améliorer la supervision bancaire et à développer le système
financier.
Par ailleurs, le moment opportun de lancer officiellement le processus de transition est
controversé168. La littérature existante préconise le passage à un régime de change plus
flexible lorsque les conditions sont favorables, c’est-à-dire en absence de pression
spéculative visant la dépréciation du taux de change. Eichengreen et Masson (1998)
recommandent l’abandon du régime de change fixe lorsque le taux de change s’apprécie
(monnaie nationale forte). Detragiache et al. (2005) soutiennent que la transition d’un
régime de change administré (comme c’est le cas en Tunisie) vers un régime de change
plus flexible est incitée par une pression de dévaluation du taux de change.
167 La Pologne est le seul pays à avoir mis en place une politique de ciblage de l’inflation avant la
transition au flottement libre.
168 À titre d’exemple, en dépit de l’annonce officielle des autorités monétaires chinoises de leur intention
d’abandonner le rattachement au dollar américain, cette transition n’a pas encore eu lieu (Prasad et al.,
2005).
191
Dans le contexte de l’orientation libérale de l’économie tunisienne, les autorités
monétaires tunisiennes ont lancé le passage graduel à un régime de change plus flexible
et la transition progressive d’une politique monétaire traditionnelle de ciblage d’un
agrégat monétaire vers une politique monétaire de ciblage de l’inflation. La BCT
souligne que le passage au flottement libre doit être progressif et prudent. Les autorités
monétaires devraient réduire graduellement leurs interventions sur le marché des
changes et laisser les forces du marché déterminer librement le taux de change. La BCT
soutient qu’une politique monétaire flexible et indépendante s’épanouit dans un cadre
de politique de change flottant. Toutefois, il n’est pas précisé si les deux passages
auront lieu simultanément.
En vue d’atténuer la «peur du flottement», phénomène qui caractérise la politique
monétaire et de change en Tunisie, le passage à un régime de change plus flexible
devrait également s’accompagner du développement des instruments de couverture
contre le risque de change (Leiderman et al., 2006) 169.
Depuis 2003, le processus de transformation de l’économie tunisienne selon une optique
d’ouverture et de libéralisation économique a été accéléré. Certains progrès ont été
accomplis afin de remplir les conditions institutionnelles et économiques préalables au
passage à la politique du ciblage de l’inflation.
169 L’introduction d’instruments performants de couverture contre le risque de change est récente en
Tunisie. C’est en 1989 que l’option d’achat de devises avec une échéance allant de 3 à 12 mois a été
annoncée par la BCT (circulaire no.89-08 de la BCT). En 2001, il a été décidé par les autorités monétaires
d’étendre la possibilité de la couverture de change à terme aux opérations financières : les swaps de
change et les accords de garantie de taux d’intérêt (Forward Rate Agreement) pour une durée maximale
de 12 mois (circulaire no.2001-11 de la BCT).
192
5.1. Le relâchement de la règle du taux de change effectif réel constant (TCERC)
La BCT et le FMI s’accordent sur la nécessité d’abolir définitivement la règle de
stabilisation du taux de change effectif réel (TCERC) et d’introduire graduellement le
régime de change flexible avant de s’engager dans la convertibilité totale du dinar. En
fait, en dépit de l’efficacité de la règle du TCERC, l’ancrage, même modéré, du taux de
change effectif réel est en totale contradiction avec le nouvel environnement
économique ouvert, libéral et intégré de la Tunisie.
À mesure de l’intégration progressive de l’économie tunisienne dans les marchés
internationaux des capitaux, le maintien du ciblage du taux de change effectif réel
devient insoutenable en raison des mouvements incontrôlables des flux des capitaux et
des difficultés d’estimer le taux de change réel d’équilibre. Dans ces conditions, la
défense du rattachement du taux de change réel peut entraîner les conséquences
suivantes :
En premier lieu, le secteur privé est incité à un endettement excessif en devises
étrangères. Ce secteur pourrait considérer l’engagement des autorités monétaires envers
un taux de change prédéterminé comme une garantie du montant de leur remboursement
(Mussa et al., 2000).
En deuxième lieu, la libéralisation progressive du compte de capital accentue
l’interdépendance entre les économies. Si les autorités monétaires ne disposent pas des
informations nécessaires sur les mécanismes monétaires déterminants, elles peuvent
perdurer involontairement des mésalignements du taux de change réel. Or, une
surévaluation prolongée de la monnaie domestique est extrêmement déstabilisatrice
pour les économies émergentes, fortement dépendantes des exportations. Elle peut
engendrer une perte de compétitivité et aboutir à une crise de la balance des
paiements170. Par ailleurs, un mésalignement persistant pourrait encourager les attaques
170 Neaime (2003) conclut que l’impact des mésalignements des taux de change effectifs réels entre les
PSEM et l’UE sur le commerce des PSEM est amplifié par le partenariat euro-méditerranéen. Rappelons
que la Tunisie est dans un stade avancé du partenariat Euro-Med. Par ailleurs, la Tunisie bénéficie d’un
accès préférentiel au marché européen. En cas de perte de compétitivité liée à l’appréciation du dinar en
termes réels effectifs, il serait difficile de trouver une réallocation des exportations. Bevilaqua et al.
(2001) qualifient ces exportations difficiles à réorienter de «biens régionaux». Cette difficulté est
accentuée par l’adoption de standards communs ainsi que par le faible coût de transport entre les
partenaires.
193
spéculatives, contraignant ainsi la Banque Centrale à défendre sa monnaie en puisant
dans les réserves de change.
L’assouplissement de la règle du TCERC, depuis le début de 2000, a engendré la
dépréciation de la monnaie domestique. En effet, le taux de change effectif réel s’est
déprécié de 4,5 % en 2005 (tableau 16). En termes effectifs nominaux, une dépréciation
de 20% du dinar est notée sur la période 2000-2006. Le dinar s’est fortement déprécié
par rapport à l’euro entre 2002 et 2003 (10% en termes nominaux, voir graphique 47).
De même, entre le début de 1999, date de lancement de l’euro, et mars 2007, le dinar
tunisien enregistre vis-à-vis de l’euro une dépréciation de 25,8% (Périodique de
conjoncture, BCT, mars 2007). Le taux de change effectif réel ne montre pas de
mésalignement par rapport à son taux d’équilibre (FMI, 2004 b et 2006 c).
Le relâchement modéré de l’application de la règle du TCERC a été préjudiciable pour
l’économie tunisienne. D’une part, malgré la tolérance des variations du taux de change
effectif réel et la dépréciation du taux de change réel entre 2002 et 2006, la Tunisie n’a
pas réussi à préserver sa compétitivité et à renforcer sa part de marché. En effet, les
pertes des parts de marché à l’exportation s’élèvent à 8,6% sur la période 2002-2006
(FMI, 2007 d)171. D’autre part, il semblerait que la flexibilité de la règle du TCERC ait
exercé une pression inflationniste. En 2004, l’inflation a légèrement augmenté
dépassant 3% (3,8% en avril 2004 et 3,6% pour l’année). Ce dérapage a toutefois été
rapidement maîtrisé par les autorités monétaires : en 2005 l’inflation a été ramenée à
2% (voir tableau 16).
La maîtrise de l’évolution des prix a été constatée en 2005. En dépit de l’envolée des
cours mondiaux de pétrole et de l’accroissement de la production domestique,
notamment agricole (grâce aux conditions climatiques favorables) qui compte avec un
poids important dans le panier de consommation de base pour le calcul de l’inflation, la
demande intérieure a été contenue dans des limites raisonnables. En outre, le
phénomène de l’inflation importée a été dominé tout en ajustant les prix encadrés de
plusieurs biens.
171 Pourtant, la part des exportations tunisiennes vers l’UE a augmenté de 0.13% en 1990 à 0.18% en
2004.
194
Au cours du premier semestre de 2006, la hausse des cours mondiaux du pétrole s’est de
nouveau répercutée sur le niveau des prix en Tunisie. En mai 2006, l’inflation a atteint
un pic de 5,3%. Dans le but de résorber ces dérapages inflationnistes, les autorités
monétaires ont adopté une politique restrictive en augmentant le taux d’intérêt de 25
points de base et en élevant les réserves obligatoires à 3,5% (FMI, 2007 d). En dépit de
ces efforts restrictifs, l’année 2006 est marquée par la plus forte reprise de l’inflation
depuis le début du 21ème siècle. En 2006, l’inflation enregistrée est de 4,5% (tableau 16).
Graphique 47
Variation annuelle du taux de change effectif réel et du taux
de change nominal (TND/euro) en Tunisie
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DREERTUN
DNEREURO
195
5.2. Le développement des marchés monétaires et financiers
Le ciblage de la masse monétaire doit être accompagné d’un rôle plus important du
marché monétaire dans le recyclage des liquidités. Le nouvel instrument «pension
livrée» devrait favoriser l’approfondissement du marché et la sécurisation des
transactions. Les taux d’intérêt, plus dynamiques, fourniront les signaux à la BCT. Par
ailleurs, l’adoption officielle de la base monétaire en tant que cible opérationnelle de la
politique monétaire en 2006 marque une avancée dans la transition vers une politique
monétaire de ciblage de l’inflation. En outre, cette nouvelle orientation permet
d’approfondir le marché monétaire en octroyant plus de flexibilité au taux d’intérêt, et
d’améliorer le mécanisme de transmission de la politique monétaire.
Conformément aux recommandations du FMI, la BCT a œuvré en vue de renforcer le
marché monétaire interbancaire. Ainsi en 2005, à plusieurs reprises, la BCT s’est
abstenue de fournir des liquidités via les appels d’offre dans le but d’inciter les banques
à se financer sur le marché interbancaire. D’ailleurs le volume des transactions
interbancaires a triplé entre 2002 et 2005 (FMI, 2006 e). Les économistes du FMI
soutiennent que le renforcement du marché monétaire interbancaire nécessite des efforts
en matière de libéralisation des taux d’intérêt. Pour ce faire, un élargissement de la
bande de fluctuation du taux du marché monétaire (TMM) est indispensable.
Les économistes du FMI (2006 c) soulignent que la perspective d’une intégration
financière internationale de la Tunisie est fortement tributaire de l’assainissement du
système bancaire, notamment des crédits non performants (ou douteux). La situation
demeure alarmante : en 2005, les crédits non performants représentent 21% du total des
crédits et les provisions des banques sont faibles (47% des crédits non performants)172.
À cet effet, le programme d’évaluation du secteur financier (PESF), lancé en 2002, a été
actualisé en 2006 en collaboration avec le FMI173. Parmi les actions mises à niveau, un
plan proactif de restructuration des dettes a été mis en place dans le but de réduire
davantage les crédits non performants. En 2006, le PESF a engendré des résultats
positifs : les crédits non performants ont baissé à 19.2% du total des crédits. Quant aux
172 Cette situation résulte de la politique d’allocation des crédits vers des secteurs prioritaires tel que le
tourisme.
173 Pour plus de détails concernant le PESF, consulter FMI (2006 e).
196
projections des provisions, elles s’élèvent à 70% des crédits non performants en 2009
(FMI, 2007 d).
La BCT a mis l’accent sur le développement du marché des changes afin qu’il soit en
mesure de déterminer le taux de change d’équilibre. En 2003, des efforts de
libéralisation et de dynamisation du marché des changes ont été fournis dans ce sens.
L’obligation de cession des devises auprès de la BCT a été réduite de 50 à 30% et
totalement abolie en 2005174. La pratique du nivellement a été suspendue par la BCT175.
Les conséquences de la dynamisation du marché des changes ont été perçues
rapidement notamment au niveau de l’amélioration de la liquidité. Entre 2002 et 2005,
le volume des opérations de change interbancaires a augmenté de 46% (FMI, 2006 e).
En 2005, la part des échanges interbancaires de devises contre dinar a atteint 92% alors
que les opérations avec la BCT se sont limitées à 8% des échanges totaux. Ces parts
s’élevaient respectivement à 71% et 29% en 2002. Le volume des interventions de la
BCT sur le marché des changes a baissé de 48% entre 2004 et 2005.
Le FMI (2004 a, 2006 c et 2007 d) recommande à la BCT d’abandonner définitivement
la pratique du nivellement, mais aussi d’arrêter la communication des cotations
quotidiennes des taux acheteurs et vendeurs176. Les autorités monétaires tunisiennes ont
reconnu que le nivellement et la cotation quotidienne de la BCT demeurent les
principaux obstacles au développement du marché des changes, et envisagent leur
élimination. Ces mesures n’empêcheraient pas la BCT d’intervenir sur le marché des
changes conformément à sa politique de change. En revanche, elles permettraient aux
forces du marché de jouer pleinement leur rôle dans la détermination du taux de change.
Dans un deuxième temps, la BCT pourrait réduire progressivement ses interventions sur
le marché des changes. En outre, les économistes du FMI (2006 c) prônent en faveur de
l’abandon des restrictions sur les instruments de couverture à terme contre le risque de
change.
174 L’obligation de cession est une règle qui contraint les entreprises exportatrices à déposer auprès de la
BCT un pourcentage de leurs recettes en devises. En 2003, ce pourcentage est passé de 50% à 30% des
recettes.
175 La pratique du nivellement oblige les banques à transférer leurs positions en devises de fin de journée
à la BCT.
176 Cette pratique est exercée par la BCT afin de fournir des taux de change indicatifs aux banques. Il est
recommandé aux banques de ne pas trop s’écarter de ces taux cotés. Ils leurs servent de base pour
l’élaboration de leurs stratégies selon leurs positions sur les différentes devises.
197
Sous un régime de change flexible et de ciblage de l’inflation, les fluctuations du taux
de change permettent d’ajuster les différences entre les conditions économiques
domestiques et étrangères. Cependant, de larges mouvements du taux de change
peuvent nuire au service de la dette extérieure (la «peur du flottement»). C’est pourquoi,
la flexibilité du marché de l’emploi doit être améliorée afin de contribuer à l’absorption
des effets des chocs exogènes qui affectent l’économie.
198
5.3. La prévision de la conjoncture
Les économistes du FMI (2007 d) soulignent la nécessité d’améliorer la capacité de
recherche et de prévision de la BCT. En collaboration avec le FMI, les chercheurs de la
BCT ont travaillé sur les projections mensuelles de la base monétaire nécessaires au
ciblage de la masse monétaire. Pour ce faire, la BCT et le Trésor Public envisagent des
mécanismes de coordination sur les projections des flux de trésorerie de l’État (FMI,
2004 c).
Dans la perspective d’une orientation vers une politique monétaire de ciblage de
l’inflation, la prévision de l’inflation est le fondement d’une bonne conduite de cette
politique monétaire. En particulier, la maîtrise de l’écart temporel entre la réaction de la
BCT et ses effets sur l’inflation est cruciale dans la mesure où elle permet à la BCT de
réagir au moment opportun. Ainsi, les décisions de politique monétaire ne sont plus
basées sur l’inflation passée, mais sur l’inflation anticipée (FMI, 2007 f). Toutefois, les
économistes du FMI (2007 f) considèrent que les techniques de prévision de l’inflation
de la BCT ne sont pas encore opérationnelles. Par ailleurs, l’administration du tiers des
prix inclus dans le CPI représente un obstacle à la prévision de l’inflation en Tunisie
(FMI, 2007 f. Voir tableau 11, chapitre 2 de la première partie).
La littérature existante sur les techniques de prévision de l’inflation traite peu des cas
des pays émergents, et ce en raison de trois facteurs : 1) la dominance de l’agriculture
rend l’inflation plus dépendante du climat que de l’activité économique, 2) la non
disponibilité de données fiables et à plusieurs fréquences et 3) les économies
émergentes sont exposées aux crises déstabilisatrices de l’activité économique.
Les économistes du FMI (2007 f) ont tenté de développer un modèle adéquat de
prévision de l’inflation177. Leur modèle simple, où l’inflation future est uniquement
expliquée par l’inflation actuelle (modèle naïf), n’a pas une grande capacité de
prédiction de l’inflation en Tunisie. Les auteurs attribuent ce résultat à la forte volatilité
de l’inflation entre 2000 et 2006. Les autres modèles ont été exposés dans le chapitre 2
de la première partie. Il apparaît que là encore, des problèmes de faible robustesse
177 Pour ce faire, ils ont tenté d’estimer différentes mesures d’inflation : l’inflation basée sur le CPI et la
même variable excluant les cinq puis les dix composantes les plus volatiles du CPI.
199
statistique des résultats se posent. Les économistes du FMI (2007 f) recommandent de
perfectionner les techniques de prévision afin d’améliorer la qualité des estimations de
l’inflation future en Tunisie.
200
Dans les chapitres précédents, l’accent a été mis sur l’identification des relations
dynamiques entre les mouvements du taux de change nominal et les prix. Dans ce
contexte, le pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix et sa capacité à
absorber les effets inflationnistes des chocs ont été traités. Dans le chapitre qui suit,
dans le cadre de notre travail empirique, la ligne de recherche est orientée vers la
sensibilité des prix aux mouvements non anticipés du taux de change nominal, c'est-à-
dire aux chocs de change, dans les deux pays sélectionnés, à savoir : la Tunisie et la
Jordanie.
À ce stade du travail, il est important de souligner que les interactions notées entre les
variations du taux de change nominal, de M2, du niveau des prix, du taux de change réel
et des instruments monétaires sont à considérer avec réserve. En effet, la mise en
exergue des relations de corrélations et de causalité au sens de Granger entre ces
variables ne suffit pas pour soutenir l’existence d’impact d’une variable sur une autre.
Dés lors, une étude empirique nous permettra d’explorer la piste de recherche amorcée
par l’approche analytique et descriptive. Les résultats préliminaires obtenus par cette
approche nous amènent à approfondir la recherche sous l’angle d’une approche
dynamique. Ainsi, notre travail empirique s’articule autour des lignes de recherche
suivantes :
● L’étude de la relation entre le taux de change nominal et les prix contient deux volets.
Le premier traite du pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix et son
impact indirect sur le taux de change réel. Cela revient à examiner la capacité du taux de
change nominal à influencer les prix afin d’absorber les effets inflationnistes des chocs.
Le deuxième volet consiste à étudier la vulnérabilité des cibles intermédiaires et finales
(masse monétaire M2, ancrage du taux de change réel et prix) de la politique monétaire
aux chocs de change. Compte tenu de la politique monétaire actuelle d’ancrage d’un
agrégat monétaire en Tunisie, ainsi que des perspectives de passage au régime de
change flottant et au ciblage de l’inflation aussi bien en Tunisie qu’en Jordanie, la mise
en évidence d’une sensibilité des prix aux mouvements du taux de change nominal est
cruciale pour la conduite de la politique monétaire. Non seulement la réalisation de
l’objectif final actuel de maîtrise de l’inflation pourrait être perturbée par les chocs de
201
change, mais aussi le projet d’une transition vers une politique d’ancrage de l’inflation
pourrait être entravé par les effets de ces chocs.
● La transmission de la politique monétaire de l’instrument opérationnel au taux de
change nominal constitue un lien important pour la conduite de la politique monétaire.
C’est pour cette raison que la réponse du taux de change nominal aux chocs de politique
monétaire est traitée.
● La théorie monétariste nous incite à évaluer les liens dynamiques entre la masse
monétaire M2, les prix et le taux de change réel. En d’autres termes, il est opportun
d’identifier les effets des chocs d’offre monétaire sur les prix et le taux de change réel.
Dans le but de tenir compte de ces différentes lignes de recherche, notre modèle
empirique inclut les variables suivantes : le taux de change effectif réel, les prix, la
masse monétaire M2, le taux de change nominal et le taux d’intérêt à court terme (le cas
où l’instrument opérationnelle de la politique monétaire est la base monétaire est
également considéré).
Le cas empirique de la Tunisie est particulièrement intéressant dans la mesure où il
intègre une toile d’une pluralité de variables cibles, à titre intermédiaire ou final,
officieux ou officiel, de la politique monétaire.
En Tunisie, la politique monétaire repose sur un mix d’ancrage de jure et de facto.
L’ancrage du taux de change réel par la pratique de la règle du taux de change effectif
réel constant (TCERC) répond à un objectif de maintien de la compétitivité. Les prix
représentent la cible finale de la politique monétaire. L’ancrage de M2 au titre de cible
intermédiaire est le fondement de la politique d’ancrage monétaire. Le taux de change
nominal est l’objet d’un ancrage souple de facto de la politique monétaire (rompu à
partir de 2005). Le quasi-ancrage du taux de change nominal est poursuivi dans le but
de réaliser l’objectif de gestion de la dette extérieure. Dans le cadre de cet ancrage, la
marge de fluctuation du taux de change nominal permet d’absorber les effets des chocs
sur le taux de change effectif réel (objectif de compétitivité) et sur les prix (objectif final
de maîtrise de l’inflation). Enfin, le taux d’intérêt à court terme est modérément ancré
pour des fins de stabilité financière.
202
La multiplicité d’ancrages et d’objectifs de jure et de facto de la politique monétaire en
Tunisie peut être résumée comme suit :
Ancrage intermédiaire
Objectif final
Masse monétaire M2
Maîtrise de l’inflation
Taux de change effectif réel
Maintien de la compétitivité
Taux d’intérêt à court terme
Stabilité financière
Taux de change nominal
Gestion de la dette extérieure
Notre travail empirique cherche à examiner les relations dynamiques entre les
différentes variables piliers de la politique monétaire en Tunisie et en Jordanie. Ces
relations s’inscrivent dans le cadre de la hiérarchisation des objectifs de la politique
monétaire. Ainsi, les relations entre les cibles opérationnelles, les cibles intermédiaires
et les variables des objectifs finaux sont mises en exergue. En outre, les effets
perturbateurs des chocs qui affectent la panoplie des ciblages et objectifs de la politique
monétaire sont identifiés.
203
CHAPITRE IV : ÉTUDE ÉCONOMÉTRIQUE
1. Partie empirique : cas de la Tunisie
1.1. Définition et effets des chocs
Typiquement, dans la littérature existante, les chocs d’offre réelle peuvent être définis
comme des changements exogènes des prix des matières premières ou de l’énergie, des
chocs de productivité ou de salaires. Les chocs de demande réelle regroupent les
changements non anticipés des consommations, des investissements ou des dépenses
gouvernementales. Les chocs de demande réelle étrangère représentent des variations de
la demande étrangère adressée aux biens domestiques. Ils peuvent être dus à la perte de
compétitivité du pays exportateur ou à une modification des habitudes de consommation
émanant de l’étranger. Dans la littérature, les chocs de demande réelle étrangère sont
également identifiés comme des chocs de termes d’échange. Les chocs de demande
monétaire sont des chocs de demande d’encaisses nominales (Garatti, 2003). Ils peuvent
résulter d’un besoin des agents nationaux de faire face aux pressions inflationnistes, de
la libéralisation financière ou d’une perte de confiance dans le régime de change
pratiqué par les autorités monétaires.
Les chocs budgétaires sont contenus dans les chocs de demande. L’isolation des chocs
de demande monétaire permet de préserver l’indépendance de la Banque Centrale en
évitant le traitement des chocs d’origine budgétaire. La distinction entre les chocs de
demande monétaire et les chocs de demande réelle se base sur des restrictions de
neutralité à long terme178.
Du point de vue de la politique économique, la distinction entre les chocs d’offre réelle,
de demande réelle et de demande monétaire permet la répartition des responsabilités des
ajustements des effets de ces chocs entre les fonds structurels, les autorités budgétaires
et les autorités monétaires. Ainsi, les chocs d’offre réelle relèvent des politiques
structurelles, les chocs de demande réelle sont traités par les autorités budgétaires et les
chocs de demande monétaires par les autorités monétaires. Il s’agit du principe
d’efficience de Mundell.
178 Ces restrictions consistent à supposer que les chocs monétaires n’ont pas d’effets permanents sur les
encaisses réelles.
204
Les chocs d’offre monétaire traduisent des variations non anticipées de l’offre de
monnaie. Les chocs de change sont définis comme des mouvements non anticipés du
taux de change nominal. Les chocs de politique monétaire reflètent des mouvements
non anticipés de l’instrument opérationnel de la politique monétaire (taux d’intérêt à
court terme ou base monétaire).
L’identification des chocs de politique monétaire n’est pas une tâche facile. En effet, la
politique monétaire dépend de l’état de l’économie. Dés lors, l’isolation de ces chocs
revient à délimiter les actions des autorités monétaires qui ne sont pas réactives aux
variables macroéconomiques179.
Dans la littérature existante, une distinction est établie entre les effets à court terme et
les effets à long terme des chocs.
En ce qui concerne notre travail, nous retenons le cadre théorique macroéconomique
traditionnel développé par Mundell (1963), Fleming (1962) et Dorunbusch (1976).
Ainsi, nous fondons notre analyse sur les hypothèses des effets contemporains des
chocs, inspirées du modèle Mundell-Fleming-Dornbusch, telles qu’énoncées par Clarida
et Gali (1994). Dans ce cadre théorique, l’impact d’un choc positif est décrit. Toutefois,
il est important de noter qu’un choc positif signifie qu’il s’agit d’une simulation unitaire
positive (variation positive de la variable «proxy») et qu’il n’est pas forcément
favorable à l’économie affectée. Les formulations des effets attendus sont les suivantes :
● Lorsqu’un pays est touché par un choc positif d’offre réelle, on assiste à une
augmentation du niveau de la production nationale, à une dépréciation réelle de la
devise domestique et à une baisse des prix180. La baisse des prix obéit au simple
mécanisme de l’offre et de la demande (voir annexe 8). La dépréciation de la monnaie
domestique traduit un double mécanisme. D’une part, dans une économie ouverte,
179 À titre s’exemple, dans le but d’identifier les chocs de politique monétaire, Christiano et al. (1994 et
1998) procèdent à la régression de l’équation suivante : St = ψ (Ωt) + εt.
St est l’instrument de la politique monétaire (taux d’intérêt à court terme ou agrégat monétaire), ψ (Ωt)
est une fonction linéaire de l’information dont disposent les autorités monétaires pour la fixation de St et
εt est un choc de politique monétaire.
180 Il est à noter que le modèle de Balassa (1964) et Samuelson (1964) prévoit plutôt que, sous certaines
hypothèses, un choc d’offre positif entraîne une appréciation réelle de la devise nationale.
205
comme la Tunisie, les autorités monétaires déprécient la monnaie domestique dans le
but de stimuler l’exportation de l’excès inattendu de production. D’autre part, cette
dépréciation permet d’absorber la déflation par le phénomène de l’inflation importée.
● Un choc positif de demande réelle entraîne une augmentation du niveau de la
production nationale, une appréciation réelle de la devise domestique nationale ainsi
qu’une hausse des prix.
● En réponse à un choc positif de demande monétaire, la production nationale s’accroît,
la monnaie nationale se déprécie en termes nominaux et le niveau des prix évolue à la
hausse181. Cette dépréciation nominale est accompagnée d’une dépréciation réelle en cas
de rigidité des prix.
● Un choc d’offre monétaire expansionniste cause une augmentation des prix et une
dépréciation nominale et réelle de la monnaie domestique182. Cette dépréciation accroît
la demande étrangère adressée à la production nationale. Par ailleurs, l’accroissement de
l’offre monétaire génère une hausse de la demande domestique des biens nationaux,
notamment avec la détérioration de la compétitivité des biens étrangers (hausse des prix
des importations suite à la dépréciation du taux de change nominal). Ainsi, la demande
agrégée augmente, et par conséquent la production nationale est stimulée.
● Un choc de politique monétaire expansionniste provoque une dépréciation nominale
de la monnaie domestique dont le pic intervient au moment du choc. Par ailleurs, en se
basant sur une interprétation monétariste de type ISLM, un choc restrictif de politique
monétaire génère une baisse des prix. En effet, la contraction de la politique monétaire
est déflationniste (Sims, 1992).
Le modèle Mundell-Fleming-Dornbusch repose sur deux hypothèses de base : la rigidité
des prix (imperfection du marché des biens) et la mobilité parfaite des capitaux
(marchés des capitaux sans distorsions). Ce modèle stipule que le régime de change
181 Un choc positif de demande monétaire correspond à un choc de baisse de la demande de monnaie.
182 La dépréciation de la devise domestique suite à la hausse de l’offre de monnaie s’explique en partie
par l’excès de la devise nationale perçu par les agents sur le marché des changes. Obstfeld et Rogoff
(1995) soulignent qu’en raison de la vérification de la loi du prix unique et de la parité du pouvoir
d’achat, un choc monétaire n’a pas d’impact sur le taux de change réel. Seul le taux de change nominal
répond au choc d’offre de la monnaie.
206
approprié est lié à la nature des chocs qui affectent l’économie. Si les chocs réels sont
dominants, alors le régime de change flexible est indispensable. En réponse à ces chocs,
sachant que les prix sont rigides, les ajustements des prix relatifs sont obtenus par les
variations du taux de change nominal. En revanche, si les chocs affectant l’économie
sont davantage de nature monétaire, le régime de change fixe est préconisé. Les effets
de ces chocs sont résorbés par les changements au niveau des encaisses monétaires
nominales.
Le courant de pensée du modèle Mundell-Fleming-Dornbusch a été largement critiqué.
Les deux hypothèses de base sont réfutées en pratique, notamment dans les pays
émergents qui se caractérisent par des distorsions des marchés des actifs (l’accès à ces
marchés est réservé à une tranche de la population : les intermédiaires professionnels)
(Lahiri et al., 2006).
Conventionnellement, un choc de change, traduit par une appréciation nominale de la
monnaie domestique, résulte en une baisse des prix. L’appréciation du taux de change
nominal augmente les prix des exportations et réduit les prix des importations. Il en
résulte que la compétition des biens importés baisse la demande adressée aux biens
domestiques. D’où la diminution des prix domestiques.
L’impact déflationniste du choc de change positif (appréciation nominale de la monnaie
nationale) est résorbé par une baisse du taux d’intérêt à court terme. Ce mécanisme
s’inscrit dans le cadre de la relation tridimensionnelle «taux de change – prix – taux
d’intérêt»183. Par ailleurs, la diminution du taux d’intérêt à court terme en réponse à un
choc positif de change est également justifiée sur le marché monétaire. En effet,
l’appréciation inattendue de la monnaie domestique incite les agents à détenir un stock
inférieur de monnaie, ce qui entraîne la baisse du taux d’intérêt à court terme.
Cependant, ce mécanisme est peu probable en Tunisie en raison d’une part de la
politique de restriction sur les mouvements des capitaux, tels que les opérations
183 La relation tridimensionnelle «taux de change – prix – taux d’intérêt» est un élément crucial pour la
conduite de la politique monétaire. À cet effet, dans le but d’étudier la sensibilité des prix au taux de
change et au taux d’intérêt, les Banques Centrales du Canada et de la Nouvelle Zélande ont construit un
indice des conditions monétaires. Il s’agit d’un indicateur avancé de la politique monétaire basé sur une
moyenne pondérée du taux de change et du taux d’intérêt à court terme (Mishkin, 2000 a). La Banque du
Canada affirme que cet indice vise à montrer qu’aussi bien le taux d’intérêt à court terme que le taux de
change sont des canaux de transmission de la politique monétaire.
207
massives de placement ou d’investissement, d’autre part, du faible développement du
marché des changes184.
L’effet d’un choc positif de change sur la production est controversé selon qu’on se
positionne du côté de l’offre ou du côté de la demande. Du côté de la demande, la baisse
des prix des importations et la diminution de la demande adressée aux biens
domestiques suite à l’appréciation de la monnaie domestique causent un déclin de la
production nationale. Aussi, la détérioration de la compétitivité-prix des biens
domestiques à l’échelle internationale décroît la demande étrangère adressée aux biens
domestiques et résulte en une baisse de la production nationale. En revanche, du côté de
l’offre, une appréciation de la monnaie domestique entraîne une diminution des prix des
biens intermédiaires importés inclus dans les facteurs de production, et donc du coût de
production. Par conséquent, la demande du facteur travail augmente, et la production
croît à son tour.
Kandil et Mirzaie (2003) concluent que l’impact final d’un choc de change sur la
production dans les pays du MENA (Moyen-Orient et Afrique du Nord) est
indéterminé. En ce qui concerne notre travail, étant donné le degré élevé de l’ouverture
commerciale de la Tunisie (98,63% en 2006, voir tableau 2, chapitre 1 de la première
partie) et l’importance accordée au maintien de la compétitivité (poursuite de la règle du
taux de change effectif réel constant), nous retiendrons l’hypothèse du scénario du côté
de la demande, à savoir : une appréciation nominale du dinar tunisien provoque un
déclin de la production. D’ailleurs, ce résultat a été validé par Boughrara (2007).
184 En effet, à ce jour, en dépit de l’ouverture progressive du compte de capital, l’intégration dans les
marchés internationaux des capitaux demeure partielle et contrôlée. Le dinar tunisien est semi-convertible
(voir gestion du compte de capital, chapitre 3).
208
Les effets à long terme des chocs sont les suivants :
■ L’hypothèse de la neutralité à long terme de la monnaie stipule que les chocs
monétaires n’ont pas d’effets sur la production et sur les encaisses réelles. À long terme,
l’inflation est un phénomène monétaire et la monnaie est sans influence sur la sphère
réelle. Cette conception repose théoriquement sur le postulat établissant que toute
monnaie en circulation est détenue à titre volontaire, ainsi que sur l’existence d’un
équilibre entre l’offre et la demande de monnaie. En effet, les agents ajustent les prix en
cas de chocs monétaires.
■ Les chocs de demande réelle ont un impact à long terme sur les encaisses réelles et
sur l’inflation. On se situe dans le cadre de la théorie budgétaire du niveau des prix185.
Quelle que soit la méthode employée, l’analyse des chocs macroéconomiques n’est pas
chose facile car, par définition, les chocs ne sont ni observables, ni prévisibles. C’est
pourquoi, il est nécessaire de recourir à des techniques économétriques pour les étudier.
185 Selon le degré de persistance des deux chocs (chocs de demande réelle et chocs de demande
monétaire), et selon le degré d’accommodation des autorités monétaires aux décisions de politique
budgétaire, on aboutit à une conception quantitativiste et/ou budgétaire de l’inflation à long terme.
209
1.2. Dynamiques des chocs dans le contexte spécifique de la politique monétaire
en Tunisie et revue de la littérature empirique
Dans la mesure où les autorités monétaires tunisiennes poursuivent une politique
monétaire d’ancrage généralisé souple, il serait pertinent de poser un cadre théorique
spécifique de la dynamique des chocs et des contraintes émanant du choix de cette
politique monétaire particulière. Pour ce faire, nous tentons d’analyser les effets des
chocs, préconisés par le modèle Mundell-Fleming-Dornbusch, tout en tenant compte
des mécanismes induits par les différents ciblages et ancrages de jure et de facto de la
politique monétaire en Tunisie.
Dans le cadre du partenariat Euro-Med, la fin des accords multifibres en 2005 et
l’instauration définitive d’une zone de libre-échange total avec l’Union Européenne en
2008 exposeraient l’économie tunisienne, jusque là protégée, particulièrement à deux
chocs. Le premier est un choc budgétaire dû à la suppression des droits de douane,
source importante des revenus gouvernementaux. Le deuxième est un choc industriel
(notamment de demande réelle étrangère) lié à la fragilité de la compétitivité de
l’industrie tunisienne au niveau international.
En théorie, lorsqu’une économie est affectée par un choc de hausse de la demande
réelle, les autorités monétaires réagissent par la variation du taux de change nominal et
du taux d’intérêt à court terme afin d’absorber la hausse des prix provoquée par ce choc.
Cependant, en raison de la pratique de la règle d’ancrage du taux de change effectif réel
constant (TCERC), ces réponses n’arrivent pas à contrecarrer totalement la pression
inflationniste. La tendance inflationniste engendrée par le choc de demande réelle est
nourrie par la règle du TCERC. La littérature s’accorde sur les effets amplificateurs de
l’inflation attribués à la règle du TCERC, notamment lorsqu’une économie est affectée
par des chocs exogènes réels ou fiscaux. Cette relation a été constatée dans de
nombreux pays émergents qui appliquaient cette règle186.
186 À titre d’exemple, le Brésil, l’Argentine et Israël ont connu des épisodes sévères d’inflation au milieu
des années 80. Durant cette période, ces pays appliquaient la règle du taux de change effectif réel constant
et ont été exposés à des chocs externes importants.
210
En Tunisie, en vue de préserver le niveau de compétitivité, la règle du TCERC a été
rigoureusement pratiquée jusqu’à la fin des années 90. C’est pourquoi une attention
particulière est accordée aux effets des chocs de demande réelle.
Choc de demande réelle et spirale inflationniste de la règle du taux de change
effectif réel constant (TCERC)
À la suite d’un choc positif de demande réelle, la demande adressée aux biens
échangeables et non échangeables augmente et les prix de ces biens évoluent vers la
hausse. Sachant que le taux de change réel (au certain) peut être défini comme le rapport
des prix des biens échangeables aux prix des biens non échangeables et que les prix des
biens non échangeables sont plus rigides en Tunisie (tableau 11, chapitre 2 de la
première partie), il en résulte donc une appréciation réelle de la monnaie tunisienne, non
tolérée par la règle du TCERC187. Afin d’éviter ce dérapage, le taux de change nominal
s’ajuste en se dépréciant. Il permet d’absorber les effets perturbateurs du choc de
demande réelle sur le taux de change réel et d’assurer le maintien de la compétitivité.
La dépréciation du taux de change nominal implique une baisse des prix domestiques
par rapport aux prix étrangers188. D’où, le détournement de la demande domestique des
biens étrangers vers les biens domestiques exerce des pressions inflationnistes. Ainsi, en
rétablissant la compétitivité, la dépréciation du taux de change nominal engendre un
déplacement de la demande domestique (Dornbusch, 1988). En outre, la dépréciation du
taux de change nominal provoque le phénomène de l’inflation importée. En revanche,
contrairement au taux de change réel de l’ancrage, le taux de change réel d’équilibre
tient compte du choc réel et réagit par une appréciation. À la fin de ces mécanismes,
l’impact du choc de demande réelle se résume non seulement à un mésalignement du
taux de change réel d’équilibre, mais aussi à une hausse du niveau général des prix.
Dans le même ordre d’idées, Fanizza et al. (2002) soutiennent que sous la règle du
TCERC et en cas de chocs réels, la hausse générale des prix est indispensable pour
relâcher la demande des biens domestiques. Si la hausse du niveau général des prix ne
187 Ce mécanisme est conforme aux résultats de Clarida et Gali (1994). Ces derniers ont conclu que les
chocs de demande réelle sont la source principale des fluctuations du taux de change réel.
188 Les prix étrangers importés deviennent plus chers en termes de monnaie domestique.
211
réussit pas à atténuer l’excès de demande, l’inflation devient permanente189. Par ailleurs,
Kandil et Mirzaie (2003) spécifient que l’effet final de la dépréciation du taux de
change nominal dépend des évolutions combinées de l’offre et de la demande.
Montiel et Ostry (1991) soulignent que dans un contexte de libre mobilité des capitaux,
la politique monétaire ne peut pas agir contre cette inflation. D’une part, l’offre de
monnaie n’est plus contrôlée simplement par une politique monétaire restrictive
(stérilisation). D’autre part, dans la mesure où les agents économiques peuvent se
procurer des liquidités étrangères, les instruments monétaires directs d’encadrement du
crédit n’influent plus sur la masse monétaire, et donc sur l’inflation. Il en découle que le
seul recours des autorités monétaires est d’imposer des restrictions sur les mouvements
des flux des capitaux dans le but de contrôler l’offre de monnaie domestique. Toutefois,
cette mesure peut être entravée par l’émergence d’un marché de change parallèle.
Choc de demande monétaire et règle du TCERC
Conformément aux prédictions théoriques du modèle Mundell-Fleming-Dornbusch, un
choc positif de demande monétaire résulte en une hausse des prix et en une dépréciation
réelle du dinar tunisien. Or, cette dépréciation réelle n’est pas tolérée par la règle du
TCERC. D’où, les autorités monétaires apprécient le taux de change nominal afin de
ramener le taux de change réel à son niveau d’ancrage. Cependant, compte tenu de la
«peur du flottement» qui anime les autorités monétaires tunisiennes (rappelons
l’ancrage implicite souple du taux de change nominal), ces dernières limitent la
volatilité nominale de la monnaie domestique. L’appréciation limitée du taux de change
nominal est insuffisante pour rétablir le niveau d’ancrage du taux de change effectif
réel, ainsi que pour absorber la hausse des prix. Par ailleurs, afin de contrecarrer la
baisse de la demande de monnaie, les autorités monétaires suivent une politique
monétaire expansionniste190. Elles baissent le taux d’intérêt, ce qui a pour effet
d’augmenter l’offre de monnaie ainsi que les prix. Ainsi, les actions combinées des
autorités monétaires ont renforcé l’inflation causée par le choc de demande monétaire.
189 Une politique fiscale appropriée peut contribuer à maîtriser l’inflation. Une réponse fiscale telle
qu’une coupure importante des dépenses gouvernementales en biens non échangeables peut freiner
l’inflation et la ramener au niveau initial.
190 Le choc de demande monétaire est qualifié de choc positif dans la mesure où il s’agit d’une simulation
unitaire positive. Toutefois, sur le plan économique, les effets du choc correspondent à une baisse de la
demande de monnaie.
212
Par conséquent, la BCT semble favoriser la poursuite de l’objectif de gestion de la dette
extérieure au détriment des objectifs de maintien de la compétitivité et de maîtrise de
l’inflation.
Choc d’offre monétaire et règle du TCERC
En Tunisie, le ciblage de M2 accompagné d’une politique de stabilisation du taux de
change effectif réel peut s’avérer coûteux en terme d’inflation lorsque l’économie est
affectée par un choc positif d’offre monétaire. En accord avec le modèle Mundell-
Fleming-Dornbusch, un choc expansionniste d’offre monétaire entraîne une
dépréciation réelle du dinar tunisien. Toutefois, rappelons que ce mécanisme repose sur
les réactions des agents sur les marchés des changes en réponse au choc d’offre
monétaire. Sachant qu’en Tunisie, malgré la libéralisation progressive du compte de
capital, les restrictions sont maintenues sur les flux des capitaux191, cette relation entre
l’offre monétaire et le taux de change réel pourrait ne pas être vérifiée. Par ailleurs,
Kamar (2004) explique que dans les économies émergentes, notamment les MENA
(pays du Moyen-Orient et de l’Afrique du Nord), la variation du taux de change réel
dépend du sens de la consommation des biens échangeables et non échangeables
générée par l'accroissement de l’offre de monnaie. Si la demande est massivement
adressée aux biens échangeables, les prix de ces derniers vont augmenter par rapport
aux prix des biens non échangeables et le dinar tunisien s’apprécie en termes réels. Dans
le cas où la demande est véhiculée vers les biens non échangeables, la monnaie
domestique se déprécie en termes réels. Étant donné la forte administration des prix des
biens non échangeables en Tunisie (tableau 11, chapitre 2 de la première partie), la
deuxième option est peu probable.
Dans tous les cas, en Tunisie, en raison de la poursuite de la règle du TCERC, la
volatilité du taux de change réel n’est pas tolérée. Ayant remarqué la déviation de la
croissance de la cible intermédiaire M2, la BCT agit sur l’offre monétaire en vue de
rétablir la dynamique monétaire selon la trajectoire ciblée. Cette réponse favorise le
retour du taux de change effectif réel à son niveau d’ancrage.
191 Le dinar tunisien est semi-convertible. Les restrictions sur les opérations courantes ont été libéralisées.
En revanche, les opérations de capital demeurent sous le contrôle des autorités monétaires (voir chapitre
3).
213
Dans le même ordre d’idées, Boughrara (2003) met en évidence la poursuite d’une
politique d’ancrage du taux de change effectif réel par les autorités monétaires
tunisiennes. En effet, suite aux chocs monétaires, le dinar tunisien affiche une
appréciation temporaire. Ensuite, le taux de change réel s’ajuste rapidement pour
revenir à son niveau initial. Ce résultat rejoint la théorie de Mundell-Fleming-
Dornbusch et les résultats de Clarida et Gali (1994) et confirme que l’impact des chocs
monétaires sur le taux de change réel n’est pas permanent.
Paradoxalement, l’économie tunisienne a réussi à éviter la spirale inflationniste et le
mésalignement du taux de change réel liés à la règle du TCERC (FMI, 2007 f),
notamment en cas de choc de demande réelle et monétaire. À ce niveau, il est important
de souligner que nos résultats de régression de la courbe de Phillips (décrits au chapitre
2 de la première partie) montrent qu’en Tunisie, les chocs de demande réelle
n’expliquent pas d’une manière significative la variation des prix. Ce phénomène
s’explique par les facteurs suivants : absence de chocs exogènes significatifs,
indépendance relative de la politique monétaire et discipline rigoureuse notamment en
matière de lutte contre l’inflation, imposition des contrôles sur les flux des capitaux,
rigidité des prix et des salaires et inexistence d’un marché de change parallèle important
{Fanizza et al. (2002) et Dropsy et Grand (2004)}.
214
Absence de chocs significatifs affectant l’économie tunisienne
Les chocs du prix de pétrole n’ont pas eu d’impact négatif sur l’économie tunisienne.
Bien au contraire, elle en a bénéficié étant donné sa position d’exportateur net de
pétrole. Depuis le milieu des années 80, la Tunisie n’a pas été affectée par des chocs de
termes d’échange significatifs. Les termes d’échange ont été stables entre 1985 et 1995;
et une légère détérioration progressive de 8% a marqué la deuxième moitié des années
90.
En dépit du nombre limité de chocs de demande qui ont affecté la Tunisie, la politique
macroéconomique a été orientée vers une prévention contre les effets des chocs
éventuels, notamment à travers l’ajustement fiscal. Ainsi, le gouvernement a mis
l’accent sur la réduction du déficit budgétaire spécialement en périodes où la demande
privée a connu une augmentation rapide (1991-1993 et 1997-1999). Cet ajustement
fiscal a contribué à alléger la pression sur la demande des biens non échangeables et à
freiner les montées inflationnistes.
Après une période de croissance élevée (la croissance moyenne du PIB nominal est de
8,57% entre 1997 et 2001), une combinaison de chocs internes et externes, notamment
l’attaque terroriste de Djerba en avril 2002 a provoqué une baisse dramatique des
recettes du tourisme (chute de 13,7%). La croissance réelle de cette année a enregistré le
niveau le plus faible depuis 15 ans (1,9%, alors que les prévisions étaient de 4.9%).
L’année 2003 marque la reprise de la croissance qui a atteint 5,6% en termes réels. Les
chocs exogènes tels que la crise irakienne et l’attentat de Casablanca ont eu un impact
limité sur l’économie tunisienne192.
Malgré une volonté de libéralisation, les prix et les salaires demeurent rigides en
Tunisie. Le gouvernement poursuit l’administration de 19% des prix de détail (ce qui
représente 32,2% du panier de l’IPC, voir tableau 11 du chapitre 2 de la première partie)
et les salaires augmentent tous les trois ans conformément aux négociations entre le
gouvernement et les partenaires sociaux (Fanizza et al., 2002).
192 L’impact de ces chocs s’est limité à un recul de 5,8% des recettes touristiques.
215
Certes, l’économie tunisienne a été épargnée de la spirale inflationniste de la règle du
TCERC. Néanmoins, le mésalignement du taux de change réel par rapport à son niveau
d’équilibre a été mis en évidence par de nombreux travaux. Marouani et al. (2000)
montrent qu’en Tunisie, l’écart entre le taux de change réel observé et le taux de change
réel d’équilibre est constant depuis 1987. Cet écart reflète une politique systématique de
sous-évaluation du dinar. Domaç et Shasigh (1999) arrivent à des résultats similaires. Ils
soulignent que la caractéristique fondamentale de la gestion du change en Tunisie est la
recherche permanente de la stabilisation du taux de change réel, et que la politique
monétaire est une politique discrétionnaire de sur-dépréciation réelle du dinar pour des
raisons de compétitivité. Pourtant, la réalisation de cet objectif a engendré des
mésalignements et des distorsions par rapport à la norme d’équilibre, freinant ainsi la
croissance économique.
Par ailleurs, un autre courant de recherche soutient que durant la dernière décennie, en
Tunisie, le taux de change effectif réel est proche de son taux d’équilibre. Il n’existe
donc pas de mésalignement significatif notamment à la fin des années 90 (Fanizza et al.,
2002). Dans le même ordre d’idées, Coudert (1999) et Aglietta et Baulant (1998)
constatent que depuis 1986, le taux de change réel tunisien suit de prés son taux
d’équilibre. Aucune phase prolongée de mésalignement significatif n’est décelée. De
même, les économistes du FMI (2007 d) ne trouvent pas de signes évidents de
mésalignement du taux de change effectif réel.
216
Choc de change et transition vers une politique de ciblage de l’inflation
Les autorités monétaires tunisiennes ont officiellement annoncé leur intention d’adopter
une politique de ciblage de l’inflation (FMI, 2006 b, 2007 d et 2007 f). Certains
chercheurs soutiennent que ce type de régime monétaire est d’ores et déjà pratiqué
implicitement (Neaime, 2007). Dans une petite économie émergente ouverte comme la
Tunisie, le maintien de la compétitivité à l’échelle international constitue un objectif
primordial. Par ailleurs, la transition ferme et progressive vers un régime de flottement
libre du taux de change accroît la vulnérabilité de l’économie tunisienne aux chocs de
change193. Or, sous un régime de ciblage de l’inflation, l’absorption de la détérioration
de la compétitivité due à un choc de change positif (appréciation de la monnaie
domestique) par la méthode usuelle, c'est-à-dire l’intervention massive des autorités
monétaires sur le marché des changes via les réserves de change accumulées, se révèle
conflictuelle194. En effet, la BCT s’expose au dilemme entre la pratique du ciblage de
l’inflation et limiter l’appréciation du dinar tunisien195.
Le cadre tunisien fournit un cas intéressant d’arbitrage entre la politique monétaire et la
politique de change sous un régime de ciblage de l’inflation. L’ajustement de
l’appréciation du taux de change nominal s’accompagne d’une hausse du taux d’intérêt
dans le but de lutter contre la pression inflationniste générée par l’intervention des
autorités monétaires sur le marché des changes et la dépréciation du taux de change.
Cependant, la hausse du taux d’intérêt cause à son tour une appréciation de la monnaie
domestique en raison de l’attraction des flux des capitaux vers l’économie tunisienne.
193 En Tunisie, le régime de flottement géré du taux de change a été adopté en 2005 (voir annexes 1, 2 et
3).
194 L’intervention de la BCT sur le marché des changes afin de contrecarrer l’appréciation du dinar
tunisien entraîne un accroissement de l’offre monétaire et les pressions inflationnistes relatives.
195 Herman (2008) conclut que l’intervention de la Banque Centrale en vue d’absorber l’appréciation du
taux de change nominal sous un régime de ciblage de l’inflation peut être profitable seulement sous la
condition que l’économie opère en sous-emploi. Ainsi, la politique monétaire expansionniste, provoquée
par l’intervention, favorise la réalisation de l’inflation ciblée.
217
En général, les travaux empiriques précédents étudiant les dynamiques des chocs dans
les pays du sud et de l’est de la méditerranée (PSEM) sur la base de modèles VAR
suivent la théorie des zones monétaires optimales (ZMO). Dans ce sens, ils tentent
d’examiner si les chocs affectant les PSEM sont symétriques et donc si ces pays sont en
mesure de former une zone monétaire optimale. En d’autres termes, ils cherchent à
identifier le régime de change optimal pour ces pays {Oulmane et Ripoll-Bresson
(2003) et Moussa (2001)}196. Un autre courant de recherche s’intéresse à l’impact des
chocs sur l’activité réelle dans les PSEM {Kandil (2000) 197 et Ziky et Mansouri
(2003)}.
Comparé à cette littérature restreinte, notre travail ne traite pas de la dynamique des
chocs en Tunisie sous l’angle de la théorie des ZMO et du régime de change optimal.
Nous ambitionnons que l’originalité de notre travail consiste en une approche
dynamique qui tient compte des interactions et interdépendances des mouvements du
taux de change nominal et de la conduite de la politique monétaire dans une petite
économie ouverte et émergente de la rive sud de la méditerranée : la Tunisie.
Notre travail empirique se démarque par une analyse incluant les différentes variables
instruments, cibles et objectifs officiels et officieux de la politique monétaire spécifique
de la Tunisie. Parmi les questions de recherche soulevées, nous cherchons à étudier la
sensibilité des cibles et ancrages de la politique monétaire aux chocs de change. Très
196 En combinant une analyse statique fondée sur les corrélations croisées des cycles économiques des
PSEM et de l’UE {Beine et Coulombe (2002) et Baccouche et al. (1997)} avec une approche dynamique
des modèles VAR à la façon de Bayoumi et Eichengreen (1994), Oulmane et Ripoll-Bresson (2003)
étudient si les conditions d’une forme d’intégration monétaire sont réunies pour 11 pays de la rive sud et
est de la méditerranée (dont les pays du groupe d’Agadir). Ces auteurs soulignent que l’initiative de
création d’une union monétaire en 2010 entre les pays du Golf lance le débat concernant les PSEM. Ne
serait-il pas possible pour les PSEM d’envisager une forme d’arrangement monétaire commune? Les
résultats montrent que les PSEM sont hétérogènes et qu’ils ne remplissent pas le critère de symétrie des
chocs, indispensable à la constitution d’une zone monétaire. Ils étudient également la symétrie des chocs
entre les PSEM et l’UE. Ils ne prônent pas en faveur d’un ancrage immédiat des monnaies des PSEM à
l’euro. Ils soutiennent que l’abandon du taux de change flexible dans les PSEM risque d’être coûteux en
terme d’ajustement macroéconomique. Dans le même ordre d’idées, Moussa (2001) se sert de modèles
VAR afin d’étudier les effets des chocs d’offre, de demande réelle et monétaires affectant la Tunisie et la
France. Il arrive à la conclusion que les effets de ces chocs sont asymétriques. Il déduit alors que la
Tunisie et la France ne constituent pas une zone monétaire optimale et qu’il est préférable pour la Tunisie
de continuer à opérer avec un régime de taux de change flottant en attendant une intégration plus grande
avec l’économie européenne.
197 À l’aide de modèles VAR, Kandil (2000) a étudié les dynamiques macroéconomiques des chocs
externes et internes affectant 18 pays arabes. L’auteur montre la dominance des effets des chocs externes
sur ceux des chocs internes. Ils sont immédiatement perçus au niveau des termes d’échange et de la
production.
218
peu de travaux traitent de la dynamique des chocs de change en Tunisie. Néanmoins,
nous avons inventorié une littérature empirique réduite portant sur cette ligne de
recherche.
D’une part, Benabdallah et Drine (1999) ont étudié la sensibilité de l’économie
tunisienne aux chocs de change. Ils ont tenté de définir les marges de manœuvre dont
dispose l’économie tunisienne pour faire face aux chocs de change. Ils trouvent qu’en
Tunisie, l’effet d’un choc de change négatif (appréciation de la monnaie domestique)
sur la production, la monnaie et les prix est limité, mais significativement négatif198. En
résumé, les auteurs arrivent à la conclusion que l’économie tunisienne est faiblement
sensible aux chocs de change. D’autre part, à l’aide de modèles SVAR, Neaime (2007)
a étudié la réponse de la production et des prix aux chocs de change et aux chocs de
politique monétaire (via les changements non anticipés du taux d’intérêt à court terme).
Son étude porte sur six pays du Moyen-Orient et de l’Afrique du Nord (MENA), dont
les quatre pays de l’accord d’Agadir. En ce qui concerne la Tunisie, l’auteur souligne
des réponses ambiguës et faiblement significatives des prix aux chocs de change et de
politique monétaire.
Une partie de notre courant de recherche rejoint celui de Benabdallah et Drine (1999).
Cependant, il est important de souligner les différences entre le travail de ces auteurs et
le notre. En premier lieu, ces auteurs estiment un modèle à tendances communes, alors
que notre choix empirique porte sur l’estimation de modèles SVAR. En deuxième lieu,
leur période d’étude débute en 1978 et s’arrête en 1997, avant le lancement de l’euro. À
- Plus de références et documents sur Legaly Docsl’inverse, notre étude est comprise entre le lancement du PAS (Plan d’ajustement
structurel) en 1986, tournant économique marquant pour la Tunisie, et des années bien
après le lancement de l’euro, c'est-à-dire en 2006. De plus, ces auteurs utilisent des
données trimestrielles alors que nous avons recours à une fréquence mensuelle. En
troisième lieu, ils analysent la fragilité de l’économie tunisienne aux chocs de change,
tandis que non seulement, nous identifions la vulnérabilité de l’économie tunisienne,
plus spécifiquement des différentes variables de la politique monétaire, à plusieurs
198 Conformément aux recherches théoriques (clarida et Gali, 1994), Benabdallah et Drine (1999)
soulignent qu’en Tunisie les chocs réels d’offre dominent la variance de la production. Toutefois,
contrairement aux attentes, les chocs monétaires expliquent la variance des prix uniquement à court
terme. À moyen terme, ce sont les chocs de change qui sont à l’origine de la part la plus importante de
cette variance. Les auteurs trouvent que les chocs réels d’offre résultent en une part importante de la
variance de la masse monétaire.
219
chocs exogènes et endogènes, y inclus les chocs de change, mais aussi nous évaluons le
pouvoir d’absorption des effets de ces chocs par le taux de change nominal et la
contribution d’autres instruments dans l’ajustement macroéconomique des effets des
chocs.
À notre connaissance, dans la littérature existante, la capacité du taux de change à
amortir les effets des chocs sur les variables de la politique monétaire en Tunisie n’a pas
été traitée sous l’angle de la persistance de l’inflation à la façon de Gerlach et Gerlach-
Kristen (2006) ou du pouvoir de transmission du taux de change aux prix des biens
échangeables et non échangeables selon la méthode d’Edwards (2006). C’est l’objet
d’une grande partie de notre travail (chapitre 2 de la première partie). En outre, nous
complétons cette approche par notre étude empirique fondée sur des modèles SVAR
(présentée dans les sections suivantes). Là encore, nous pensons qu’il n’existe pas de
travaux fondés sur des SVAR incluant une panoplie aussi complète des différentes
variables de la politique monétaire et de change en Tunisie.
Aussi, en suivant le même courant de recherche de Boughara (2003) et de Neaime
(2007), le mécanisme de transmission de la politique monétaire en Tunisie est examiné.
Enfin, certes une grande partie de notre travail est focalisée sur la Tunisie, rappelons
toutefois qu’une approche comparative entre la Tunisie et les autres pays membres du
groupe d’Agadir est présentée dans la partie descriptive et analytique (première partie).
Au niveau de l’étude économétrique, cette approche se limite à la Tunisie et à la
Jordanie.
220
1.3. Étude empirique
Notre travail empirique repose sur l’estimation d’un modèle VAR incluant les variables
suivantes :
la production réelle (RPIBTUN),
le
taux de change effectif réel
(REERTUN), l’indice des prix à la consommation (CPITUN), l’agrégat monétaire M2
(M2TUN), le taux de change nominal TND/USD (NERTUN) et le taux du marché
monétaire (TMMTUN)199. Les données sont mensuelles. Elles sont issues des
statistiques financières internationales du FMI (IFS) et sont complétées des statistiques
financières de la BCT. La période d’étude s’étale de 1986:1 à 2006:12.
Dans la littérature existante, il est usuel d’utiliser des données à faible fréquence
(trimestrielle ou annuelle) dans l’estimation des modèles VAR. Toutefois, rappelons
que l’analyse macroéconomique reposant sur les modèles VAR a été préludée par Sims
en 1980. Dans son travail pionnier, Sims a analysé la relation entre la politique
monétaire et l’activité économique réelle en estimant un VAR incluant des données
mensuelles. De plus, certains travaux piliers des modèles SVAR, à l’instar de Kim et
Roubini (2000), utilisent des données mensuelles. En effet, ce type de modélisation
requiert un nombre important d’observations. Par ailleurs, l’ampleur d’un choc unitaire
diffère selon que le modèle soir mensuel, trimestriel ou annuel. Dans un modèle à
fréquence mensuelle, la simulation d’un choc a un impact plus large dans la mesure où
le choc est concentré sur un mois, tandis que si le modèle est trimestriel, le choc
s’écoule sur trois mois.
Un courant de recherche soutient que l’agrégation temporelle des données entraîne des
pertes d’information sur le processus des données. Georgoutsos et al. (1998) ont étudié
l’impact de la fréquence des données sur l’estimation de modèles SVAR. Ils arrivent à
la conclusion qu’il est préférable d’avoir recours aux données mensuelles pour leur haut
niveau de précision des estimations. Ils soutiennent que sur le plan de l’analyse
économique, le comportement des séries à faible fréquence (trimestrielle ou annuelle)
ne reflète pas les vraies propriétés cycliques de l’économie étudiée.
199 Le cas où le TMM est remplacé par la base monétaire (BASETUN) au titre de cible opérationnelle de
la politique monétaire sera également envisagé.
221
Concernant notre travail, en raison du cadre spécifique de la politique monétaire menée
en Tunisie, à savoir : une politique d’ancrage généralisé souple et modéré des
différentes variables de la politique monétaire et de change, l’utilisation de données
mensuelles s’avère particulièrement pertinent. En effet, si nous considérons nos six
variables avec une fréquence trimestrielle, nous risquons d’avoir des variables quasi-
stables200.
Le choix de l’année 1986 pour débuter l’étude se justifie par le fait que cette année
marque un tournant important pour l’économie tunisienne. Elle correspond au
lancement du plan d’ajustement structurel (PAS) dans une perspective de mutation de
l’économie et d’une optique de libéralisation globale201.
Le modèle comporte des variables objectifs et des variables cibles de la politique
monétaire. Les prix et la production représentent les variables des objectifs finaux de la
politique monétaire en Tunisie, à savoir : la maîtrise de l’inflation et une croissance
stable et soutenue.
Le taux de change effectif réel est une variable d’ancrage dans le but de réaliser
l’objectif de maintien de la compétitivité. La masse monétaire M2 constitue la variable
d’ancrage intermédiaire officielle de la politique monétaire. Le taux de change nominal
est une variable d’ancrage souple et modéré reflétant la «peur du flottement» et
l’importance de la gestion de la dette extérieure.
Le taux d’intérêt à court terme (TMM) possède un double rôle : variable d’ancrage de
l’objectif de stabilité financière, et occasionnellement instrument opérationnel de la
politique monétaire. En effet, en vue de réaliser cet objectif, la BCT a tendance à
privilégier la stabilité du TMM. Dans ce cas, le TMM ne peut plus agir en tant que cible
opérationnelle, dont les changements reflètent ceux de la politique monétaire, mais joue
plutôt le rôle de variable d’ancrage.
200 Souvent, les valeurs trimestrielles sont des moyennes des valeurs mensuelles.
201 À l’aube de la crise de la balance des paiements qui a touché l’économie tunisienne en 1986, le plan
d’ajustement structurel (PAS) a été lancé sous l’égide du FMI. Dans le cadre du PAS, l’accent a été mis
sur la réforme du secteur financier, notamment la libéralisation progressive du taux d’intérêt et la
transition vers les instruments monétaires indirects basés sur le marché.
222
Par ailleurs, en Tunisie, la masse monétaire est déterminée en alternance tantôt par
l’offre et tantôt par la demande de monnaie. Sachant que les autorités monétaires
tunisiennes alternent dans leur choix de cible opérationnelle entre le TMM et la base
monétaire, et que cette dernière constitue à partir de 2005 la cible opérationnelle
officielle de la BCT, nous avons choisi de considérer également le cas où la base
monétaire (BASETUN) est incluse dans le VAR au titre d’instrument opérationnel202.
En outre, la littérature existante {FMI (2004 a) et Boughrara (2003)} recommande
d’opter pour la base monétaire en tant que cible opérationnelle de la politique
monétaire.
En premier lieu, les variables quantitatives, telles que la base monétaire, sont
appropriées pour mesurer les changements de la politique monétaire dans la mesure où
elles sont facilement contrôlables par les autorités monétaires.
En deuxième lieu, les taux d’intérêt peuvent réagir aux changements monétaires avec
une période de retard. De plus, dans certains cas, leurs réactions sont tellement faibles
qu’elles ne sont pas détectées par les agents économiques.
En troisième lieu, théoriquement, une variation du taux d’intérêt à court terme entraîne
une modification de la demande de monnaie. L’offre de monnaie s’ajuste à cette
nouvelle demande et agit à son tour sur l’inflation. Or, ce mécanisme doit tenir compte
de la contrainte du maintien du taux d’intérêt réel à des niveaux positifs.
Enfin, Fanizza et Söderling (2006) soulignent que dans la mesure où la base monétaire
permet d’introduire la contrainte budgétaire du gouvernement, les discussions sur les
politiques monétaires devraient être fondées sur la base monétaire plutôt que sur des
agrégats monétaires au sens plus large.
202 Certes, nous aurions pu introduire le TMM et la base monétaire en même temps dans le VAR, au lieu
d’estimer deux modèles distincts incluant respectivement le TMM et la base monétaire. Toutefois,
rappelons que nous avons déjà un large nombre de variables (6 variables) dans le VAR, ce qui peut être
coûteux en terme de robustesse. En outre, rappelons qu’avec un retard de q périodes et n variables, nous
devons estimer (q n + 1) n paramètres. Sachant que dans notre cas q = 4 (annexe 11) et n = 6, nous avons
150 paramètres à estimer.
223
Les variables de notre VAR représentent non seulement les différentes cibles et
ancrages de la politique monétaire, à titre opérationnel, intermédiaire et final, mais aussi
les variables du mécanisme de transmission de la politique monétaire. À cet effet, dans
le cadre du mécanisme de transmission de la politique monétaire en Tunisie, le taux
d’intérêt à court terme et la base monétaire sont les cibles opérationnelles, la masse
monétaire et le taux de change nominal représentent respectivement le canal de l’offre
monétaire et le canal taux de change, et le niveau des prix et la production réelle
constituent les variables finales.
Notre système VAR répond aux chocs exogènes et endogènes203. Les chocs exogènes
regroupent les chocs d’offre réelle et les chocs de demande réelle. Les chocs endogènes
incluent les chocs de demande monétaire, les chocs d’offre monétaire, les chocs de
change nominal et les chocs de politique monétaire. Le choc de demande réelle porte
sur la demande réelle étrangère. C’est l’unique choc externe de notre modèle.
Dans le cadre de notre étude, les chocs d’offre réelle sont traduits par les changements
non anticipés de la production réelle, les chocs de demande réelle sont des chocs de
changement de la demande étrangère adressée aux biens et services tunisiens. Ils sont
identifiés par les variations du niveau de compétitivité de la Tunisie, représenté par le
taux de change effectif réel204. Il est important de noter que, conventionnellement, le
taux de change effectif réel est considéré comme une variable du secteur extérieur. Les
chocs monétaires de demande et d’offre correspondent respectivement aux variations
des prix (IPC) et de l’agrégat monétaire M2. Les mouvements non anticipés du taux de
change nominal reflètent des chocs de change. Enfin, les variations des instruments
opérationnels de la politique monétaire (taux d’intérêt à court terme et base monétaire)
représentent les chocs de politique monétaire.
203 Rappelons qu’en théorie, les chocs exogènes regroupent les désastres naturels, les chocs réels d’offre
et de demande (ou chocs de termes d’échange), les chocs des taux d’intérêt étrangers et les chocs
politiques (conflits, guerres…). Les chocs endogènes incluent les changements des politiques monétaire,
de change et fiscale (à l’instar des déficits fiscaux et du financement de la dette); et du régime structurel
(révolution civile, crise politique).
204 Les variations non anticipées du taux de change réel sont également des chocs de termes d’échange.
Rappelons qu’à l’équilibre commercial, les termes d’échange sont égaux à l’inverse du taux de change
réel (au certain).
224
Certes, il peut paraître inhabituel d’associer les chocs de demande monétaire à des
variations non anticipées des prix. En effet, une part dense de la littérature consacrée à
l’étude des chocs identifie les variations des prix en tant que chocs de demande réelle et
les variations de la masse monétaire en tant que chocs de demande monétaire205. Dans
d’autres travaux, les variations non attendues de la production sont considérées comme
des chocs de demande réelle {Boughrara (2007) et Duma (2008)}. En ce qui concerne
notre travail, nous avons décidé de retenir la méthodologie d’identification spécifique
préconisée par Clarida et Gali (1994)206. Ces auteurs se servent d’un modèle du type
«Mundell-Fleming-Dornbusch». Ils considèrent les chocs de demande réelle émanant de
l’étranger comme des variations non anticipées du taux de change réel et les chocs de
demande monétaire comme des variations non anticipées des prix. Par ailleurs, notre
choix s’appuie sur le principe du processus d’ajustement de l’équilibre sur le marché de
la monnaie. En effet, à long terme, la baisse de la demande de monnaie par rapport à
l’offre de monnaie résulte en une inflation207. En outre, certains économistes du FMI
traitent les variations des prix comme des chocs de politique monétaire (Duma, 2008).
L’identification des différents chocs affectant notre système repose sur la méthode de
Blanchard et Quah (1989)208. Ces auteurs interprètent les différents chocs sur la base de
la durée de leurs effets. En d’autres termes, le caractère permanent ou transitoire de
l’impact d’un choc (à long terme ou à court terme) sur une variable particulière du
modèle nous informe sur la nature du choc. Cette approche suit la pensée keynésienne
traditionnelle des fluctuations.
Notre choix d’aborder notre question de recherche sous une approche de modèles VAR
est basé sur le fait que ces modèles demeurent incontestablement une référence
lorsqu’on traite de la dynamique des chocs. Ils permettent d’illustrer la dynamique d’un
205 Consulter à titre d’exemple, Sims et Zha (1998), Christiano et al. (1998) et Garatti (2003). D’autres
chercheurs qualifient les variations non anticipées des prix de chocs de prix {Giannini et al. (1995), Goux
(2003) et Boughrara (2007)}.
206 Clarida et Gali (1994) s’inspirent de l’équation de Fisher. Cette équation met en évidence une relation
inverse entre la demande de monnaie et les prix. Djoudad et al. (2000) suivent également ce courant de
recherche et associent les variations non anticipées des prix aux chocs de demande monétaire.
207 Rappelons l’équilibre sur le marché monétaire qui détermine l’équation LM.
mt – pt = - λ [rt + (Et pt+1 - pt)] + φ yt + θ (Et st+1 - st). λ, φ et θ >0. Ainsi la demande réelle de
monnaie est en fonction du taux d’intérêt nominal, de la production réelle et du taux de change nominal.
Le taux d’intérêt nominal est la somme du taux d’intérêt réel et de l’inflation attendue. Et st+1 représente
la valeur future attendue du taux de change nominal.
208 La méthode de Blanchard et Quah (1989) est mise en exergue à l’annexe 8.
225
ensemble de variables perturbées par des chocs à partir d’un nombre restreint
d’hypothèses. À ce sujet, dans le cadre de son travail empirique basé sur un modèle
VAR, Sims (1992) souligne l’influence du taux de change nominal sur la conduite de la
politique monétaire. En particulier, l’analyse du pouvoir de transmission du taux de
change nominal aux prix par les modèles VAR, comparée à celle fondée sur une
équation unique, présente l’avantage de l’identification des chocs structurels par la
méthode de décomposition de Choleski (cette étape est explicitée à l’annexe 7).
Néanmoins, la principale limite de l’approche VAR lorsqu’on traite des chocs
monétaires, est qu’implicitement ces modèles ne tiennent compte que de la partie non
anticipée du choc monétaire. Cochrane (1995) a montré que l’absence de la composante
anticipée peut conduire à une image erronée des effets de la politique monétaire.
Les modélisations VAR sont souvent qualifiées d’a-théoriques. En effet, ces
modélisations du comportement dynamique des variables économiques ne sont pas
perçues comme une technique fondée sur la théorie économique. Cette critique peut être
justifiée pour les modèles VAR de forme réduite. En revanche, la forme structurelle
repose sur un cadre théorique sous-jacent et s’articule autour des contraintes
identifiantes à court et à long termes. Dans ce cas, les chocs affectant le système sont
structurels, c'est-à-dire qu’ils reflètent les particularités des structures économiques du
pays étudié, et ce par le biais des relations économiques spécifiques exprimées par les
restrictions imposées. C’est pourquoi, notre étude empirique est fondée sur un SVAR
(Vecteur auto-régressif structurel).
Au niveau des grandes lignes méthodologiques, notre travail empirique SVAR est
fortement inspiré des travaux de Clarida et Gali (1994). L’approche de Clarida et Gali
(1994) a été utilisée dans de nombreuses études. Ces auteurs appliquent un modèle de
type «Mundell-Fleming-Dornbusch» dans le but d’identifier les trois chocs structurels
d’offre réelle, de demande réelle et de demande monétaire à partir de modèles SVAR.
Elle servira d’assise à nos propres travaux empiriques.
La méthodologie à suivre est résumée en trois étapes : 1) estimation d’un VAR sous sa
forme réduite, 2) expression du VAR réduit sous forme de moyenne mobile (VMA), et
3) identification du système afin d’extraire les chocs structurels indépendants. Les
226
détails techniques de la méthode adoptée pour la construction et l’estimation de notre
modèle SVAR sont présentés à l’annexe 7.
La construction et l’identification des différents paramètres du SVAR se basent sur la
méthode du VAR semi-structurel de Bernanke et Mihov (1995). Cette technique est
préconisée pour les pays émergents. À titre d’exemple, en étudiant la dynamique de la
politique monétaire en Égypte, Moursi et al. (2007) ont estimé un VAR semi-structurel.
227
1.3.1. Sources et présentation des données
• RPIBTUN : Production réelle de la Tunisie. En raison de l’inexistence du PIB de la
Tunisie avant 1999, la périodicité mensuelle nous incite à retenir l’indice de la
production industrielle, exprimé par la suite en termes réels. Il est courant dans la
littérature d’utiliser l’indice de production industrielle en tant que «proxy» de l’activité
économique (FMI, 2007 f). L’indice de la production industrielle provient du CD-ROM
du FMI : «International Financial Statistics».
Production réelle en Tunisie
120
110
100
90
80
70
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
RPIBTUN
228
• REERTUN : Taux de change effectif réel de la Tunisie. Cette variable a été extraite
pour toute la période de l’étude du CD-ROM du FMI : «International Financial
Statistics».
Taux de change effectif réel en Tunisie
150
140
130
120
110
100
90
80
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
REERTUN
229
• CPITUN : Indice des prix à la consommation. Cette variable provient du CD-ROM du
FMI : «International Financial Statistics».
Indice des prix à la consommation en Tunisie (2000=100)
130
120
110
100
90
80
70
60
50
40
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
CPITUN
230
• M2TUN : Masse monétaire exprimée en millions de TND. Il s’agit de la cible
d’ancrage officielle de la politique monétaire en Tunisie. Elle est disponible sur le CD-
ROM du FMI : «International Financial Statistics».
Agrégat monétaire M2 en Tunisie
2.8E+10
2.4E+10
2.0E+10
1.6E+10
1.2E+10
8.0E+09
4.0E+09
0.0E+00
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
M2TUN
231
• NERTUN : Taux de change nominal TND/USD. Ce taux exprime les unités de dollars
américains (USD) pour une seule unité de TND. À l’image du taux de change effectif
réel, le taux de change nominal a été volontairement choisi au certain à des fins de
comparaison et d’interprétation. Il a été directement obtenu du CD-ROM du FMI :
«International Financial Statistics».
Taux de change nominal (1TND/USD)
1.4
1.3
1.2
1.1
1.0
0.9
0.8
0.7
0.6
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
NERTUN
232
• TMMTUN : Taux du marché monétaire en Tunisie. Il représente le taux d’intérêt à
court terme. Cette variable a été extraite des «Statistiques Financières» publiées par la
Banque Centrale de Tunisie (BCT) ainsi que du CD-ROM du FMI : «International
Financial Statistics».
Taux du marché monétaire en Tunisie
12
11
10
9
8
7
6
5
4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
TMMTUN
233
• BASETUN : Base monétaire. Elle est exprimée en millions de TND. Elle provient du
CD-ROM du FMI et de la revue trimestrielle de la BCT«Statistiques Financières», juin
2005.
Base monétaire en Tunisie
6.E+09
5.E+09
4.E+09
3.E+09
2.E+09
1.E+09
0.E+00
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
BASETUN
234
1.3.2. Traitement des données
Dans le cadre de notre modèle VAR, certaines transformations des données sont pré-
requises. À l’exception du TMM, toutes les variables sont exprimées en LOG. Les
séries en niveau et en différence première sont présentées sur les graphiques suivants
(figures 2 et 3)209. Les critères FPE (finale prediction error) et Akaike montrent que
l’ordre approprié du VAR en niveau est égal à 4 mois (p = 4)210.
Étude de stationnarité
L’étude de la stationnarité des séries est essentielle dans la mesure où elle conditionne
le choix du modèle économétrique.
Dans le but d’étudier la stationnarité des données en niveau, nous avons procédé à des
tests de racine unitaire sur les variables en niveau. Les résultats des tests de Dickey-
Fuller (1979), de Dickey Fuller augmentés et de Phillips et Perron (1988) montrent que
les variables masse monétaire M2 (M2TUN), taux de change nominal (NERTUN) et
TMM (TMMTUN) possèdent une racine unitaire et ne représentent donc pas des séries
stationnaires211. Ces séries sont affectées d’une tendance de même ordre d’intégration
I(1). D’où la possibilité de l’existence de relations de cointégration.
En procédant au test de Johansen, sur la base de la Trace et de la valeur propre
maximale, les résultats au seuil de 5% montrent qu’il existe deux relations de
cointégration (r = 2) entre les six variables considérées212. Nous retenons donc
l’hypothèse d’un espace cointégrant de dimension (2,6) au seuil de 5%. Par conséquent,
il convient d’estimer un modèle du type VECM (modèle vectoriel à correction d’erreur).
209 Les séries du VAR incluant la base monétaire à la place du TMM en niveau et en différence première
sont présentées à l’annexe 9.
210 Sur la base des critères AIC et FPE, l’ordre du VAR en niveau incluant la base monétaire à la place du
TMM est égal à 5. Voir les détails à l’annexe 11.
211 Le test Dickey Fuller augmenté montre que la série de la production réelle n’est pas stationnaire à 1%.
Par ailleurs, la série du taux de change effectif réel n’est pas stationnaire à 1% pour les trois tests (DF,
ADF et PP).
212 Nous ne retenons pas la présence d’une tendance linéaire dans la relation de cointégration. Les
résultats du test de Johansen du modèle intégrant la base monétaire sont également à l’annexe 13.
235
La théorie de la cointégration multivariée dans le cadre de l’approche empirique VAR
nous permet de déterminer un modèle pertinent sans perte d’information (variables en
niveau). En effet, la modélisation de type VECM est une méthode statistiquement
acceptable qui assure la réintroduction de la relation de long terme, perdue par la
différenciation des variables, en incluant les termes de correction d’erreur retardés.
236
Figure 2. Les séries en niveau du VAR de la Tunisie
4.8
4.7
4.6
4.5
4.4
4.3
4.2
4.8
4.6
4.4
4.2
4.0
3.8
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
-.5
5.0
4.9
4.8
4.7
4.6
4.5
4.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Production réelle
Taux de change effectif réel
24.0
23.6
23.2
22.8
22.4
22.0
21.6
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Indice des prix à la consommation
Agrégat M2
12
11
10
9
8
7
6
5
4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Taux de change nominal 1TND/USD
TMM
237
Figure 3. Les variables en différence première du VAR de la Tunisie
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
-.06
-.08
.04
.02
.00
-.02
-.04
-.06
-.08
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Production réelle
Taux de change effectif réel
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Indice des prix à la consommation
Agrégat M2
2
1
0
-1
-2
-3
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Taux de change nominal 1TND/USD
TMM
238
1.3.3. Dynamique des chocs et ordre d’introduction des variables
La décomposition de Choleski permet
l’identification du VAR par une
orthogonalisation parfaite des résidus213. Cela revient à établir implicitement une
relation de causalité récursive entre les variables. L’identification des chocs repose sur
l’approche de Choleski ainsi que sur l’ordre d’introduction des variables préconisé par
Peersman et Smets (2001). L’ordre d’introduction des variables dans le VAR est
déterminant. En se basant sur cette méthode, le critère retenu est l’exogèneïté
décroissante des variables. Cela revient à introduire la variable la plus exogène au début
(celle qui répond uniquement à son propre choc et n’est donc pas sensible aux autres
variables) et la variable la plus endogène à la fin (la variable qui réagit à tous les chocs
qui affectent le système). Par conséquent, l’ordre retenu est le suivant : la production
réelle, le taux de change effectif réel, l’indice des prix à la consommation, la masse
monétaire M2, le taux de change nominal TND/USD et le TMM (ou la base
monétaire)214. Notre choix d’ordonner en tête du modèle les variables représentant les
chocs non monétaires (production réelle, taux de change effectif réel), et ensuite les
variables représentant les chocs monétaires est en accord avec Bernanke et Mihov
(1995). Cet ordre d’introduction permet une première identification.
Il est important de noter à ce niveau que nous avons été tentés de placer la variable taux
de change effectif réel (REERTUN) au début du modèle, précédant ainsi la production
réelle. En effet, les variations de la compétitivité (représentée par le taux de change
effectif réel) sont interprétées comme des chocs de demande réelle étrangère (adressée
aux biens et aux services domestiques). Or, il est plus raisonnable de supposer que la
compétitivité est la variable la plus exogène, étant donné son lien avec des variables
étrangères. D’où, la production réelle est affectée par la compétitivité plutôt que
l’inverse, ce qui justifie d’introduire l’ancrage de la compétitivité avant la production
réelle domestique. Néanmoins, nous avons décidé de suivre l’ordre conventionnel
adopté par les travaux de référence de Clarida et Gali (1994), d’autant plus que
213 La décomposition de Choleski permet de transformer la matrice variance-covariance des erreurs en
une matrice triangulaire inférieure (voir annexe 7).
214 L’introduction du taux d’intérêt à court terme à la fin du système sous-tend que via cet outil, les
autorités monétaires tunisiennes répondent à tous les types de chocs. Conventionnellement, la fonction de
réaction de la politique monétaire est déterminée en fonction de la production réelle, de l’inflation et du
taux de change.
239
l’estimation d’un SVAR avec la compétitivité précédant la production réelle ne change
pas sensiblement nos résultats empiriques.
Le classement du taux de change nominal dans le VAR de la Tunisie peut être
controversé. D’une part, il est empiriquement vérifié que l’hypothèse d’endogèneïté du
taux de change nominal dépend de la fréquence des données. Plus la fréquence des
données est élevée, plus le taux de change est une variable imprévisible et
statistiquement exogène (Ito et Sato, 2006). D’autre part, le test de Causalité de Granger
(annexe 5) montre l’endogèneïté du taux de change nominal par rapport aux prix et au
TMM215. Par ailleurs, compte tenu du régime de change à flexibilité intermédiaire de la
Tunisie entre 1986 et 2004 et du régime de change à flottement géré depuis 2005, notre
choix d’introduire le taux de change nominal à la fin du VAR se base sur la supposition
que sous un régime de change flexible, le taux de change nominal est une variable
endogène qui répond aux changements de la politique économique et aux chocs
exogènes. En outre, notre travail de recherche tente de mettre en lumière si le taux de
change nominal est un instrument d’absorption des effets des chocs qui affectent
l’économie tunisienne. Dés lors, il est opportun de le positionner dans le VAR en tant
que variable réceptive aux changements des autres variables.
Conventionnellement, dans la littérature existante216, la ligne de recherche soulève la
question de l’impact des chocs de politique monétaire (via les variations non anticipées
du taux d’intérêt à court terme) sur le taux de change nominal. C’est pourquoi, il est
usuel de placer le taux de change nominal après le taux d’intérêt à court terme dans le
VAR. Cet ordre implique que la politique monétaire ne répond pas aux chocs de
change.
Étant donné notre orientation de recherche, à savoir : étudier si le taux de change
nominal contribue à l’ajustement des effets des chocs exogènes et endogènes, nous
avons longuement hésité entre l’introduction du taux de change nominal ou du taux
d’intérêt à court terme à la fin du VAR. D’un côté, au sens de Granger, le taux d’intérêt
à court terme est exogène par rapport au taux de change nominal (annexe 5). En Outre,
215 Rappelons toutefois que la causalité au sens de Granger n’implique pas nécessairement l’endogèneïté
d’une variable par rapport à une autre, mais plutôt que la prédictibilité d’une variable est améliorée
lorsque l’information relative à l’autre variable est introduite dans l’analyse.
216 Voir par exemple Eichenbaum et Evans (1995) et Goux (2003).
240
en prenant en considération la rapidité de la réactivité du taux de change nominal par
rapport au taux d’intérêt à court terme, soulignée par la littérature existante, nous
sommes tentés de mettre le taux de change nominal à la dernière position dans le VAR.
D’un autre côté, les arguments suivants nous ont incité à favoriser l’introduction du taux
de change nominal avant le taux d’intérêt à court terme. De plus, cet ordre retenu est
conforme à ceux de Neaime (2007) et de Boughrara (2007) dans l’estimation des SVAR
pour étudier la politique monétaire en Tunisie.
● Les tests de faible exogéneïté par le ratio de vraisemblance montrent que le taux
d’intérêt à court terme est une variable faiblement exogène, tandis que la faible
exogéneïté du taux de change nominal est rejetée.
● Au niveau des restrictions, un courant important de la littérature soutient que la
fonction de réaction des autorités monétaires inclut le taux de change {Cushman et Zha
(1997), Kim et Roubini (2000) et Clarida et Gertler (1997)}. D’où, la nullité des effets à
court terme des chocs de change sur le taux d’intérêt n’est pas acceptée. En revanche,
l’absence d’impact à court terme des chocs de politique monétaires sur le taux de
change nominal est admise. En outre, la littérature souligne la réaction du taux d’intérêt
de court terme dans le but d’absorber les effets des chocs, notamment ceux des chocs de
change sur les prix.
241
1.3.4. Le modèle vectoriel structurel à correction d’erreur (SVECM) ou SVAR
contraint
Soit un VAR standard de la forme réduite suivante :
Xt = H1 Xt-1 +…..+ Hk Xt-k + µ + ω Dt + et
(1)
Avec, t =1, …T, k est l’ordre du modèle (nombre de retards). Xt est le vecteur des
variables du modèle. Dans notre cas Xt est de dimension (6,1) et Xt’= (LRPIBTUN,
LREERTUN, LCPITUN, LM2TUN, LNERTUN, TMMTUN). H est une matrice des
cœfficients. et est un terme d’erreur (0,Σ). Dt est un vecteur incluant des variables non
stochastiques (variables saisonnières, tendances)217. µ est une constante.
Conformément au théorème de représentation de Engle et Granger (1987), en présence
de relations de cointégration, le VAR standard sous la forme réduite peut être reformulé
dans une version à correction d’erreur (VECM) :
∆ xt = Γ1 ∆ xt-1 +…..+ Γk-1 ∆ xt-k+1 + Π xt-1 + µ + ω Dt + et
(2)
Les matrices Γ et Π contiennent des coefficients. La première concerne les relations
stationnaires de court terme218, alors que la seconde traite des relations non stationnaires
de long terme. Les représentations du modèle VAR et de sa forme VECM par les
relations (1) et (2) correspondent à la forme réduite du VAR structurel suivant :
A(L) Xt = B εt
(3)
A est une matrice polynomiale avec l’opérateur de retard L. B est une matrice
diagonale. εt est le vecteur des chocs structurels orthogonaux, avec la matrice variance-
covariance Ω.
217 Dans notre étude, nous ne tenons pas compte de tendances ou d’effets saisonniers.
218 Elle correspond à la matrice C0 dans notre cas, voir annexe 7.
242
À la suite d’une série de traitements, nous arrivons aux relations suivantes219 :
εt = C0 et
Avec, C0 = B-1 A0
Ω = C0
-1 Σ (C0
-1)’
(4)
(5)
(6)
La détermination des paramètres de la forme structurelle est possible à partir des
paramètres du VAR estimé de forme réduite, sous réserve d’imposition d’un nombre
suffisant de restrictions d’identification. Ces contraintes identificatrices sont soit à long
terme, soit à court terme (relations contemporaines). À l’image de Goux et Cordahi
(2007), nous avons choisi d’imposer uniquement des contraintes sur la matrice des
coefficients instantanés de la forme structurelle, dans la mesure où les restrictions de
long terme sont introduites dans le VECM au niveau des relations de cointégration.
L’imposition des contraintes de court terme plutôt que celle des restrictions de long
terme est préconisée par certains chercheurs en raison de leur fondement sur des a
priori théoriques moins contraignants {Eichenbaum et Evans (1995) et Clarida et
Prendergast (1999)}.
Notre approche méthodologique repose sur deux étapes essentielles. En premier lieu,
l’espace cointégrant représentant la matrice des coefficients à long terme de la forme
structurelle du VAR contraint C(L) est défini. En deuxième lieu, la matrice des
coefficients à court terme A0 est identifiée.
219 Les détails techniques de la méthodologie adoptée sont exposés à l’annexe 7.
243
Espace cointégrant et matrice des coefficients à long terme
En vue de rendre I(0) le produit Π xt-1 alors que xt-1 est I(1), l’hypothèse de
cointégration est introduite. Elle est formulée dans l’équation suivante :
Π = α β
Dans le cadre de notre modèle, deux relations de cointégration ont été décelées au seuil
de 5% (r = 2). Donc, la matrice β représente l’espace cointégrant entre les variables. Il
définit les relations de long terme entre ces variables. Une relation de cointégration
repose sur la restriction qu’à long terme, les variables endogènes convergent vers leur
relation de cointégration. Elle représente une relation d’équilibre stable de long terme
entre les différentes variables du modèle. Les déviations de long terme sont corrigées
graduellement par des ajustements de court terme. α est le vecteur des ajustements. Il
mesure la vitesse moyenne de l’ajustement vers la relation d’équilibre de long terme
(force de rappel).
Giannini et al. (1995) soulignent que la matrice β est exactement identifiée si on impose
r contraintes de normalisation avec 1 contrainte par équation de cointégration et (r2-r)
autres restrictions avec (r-1) dans chaque relation de cointégration (r étant le nombre de
relations de cointégration). Dans notre cas, sur chacune des deux relations de
cointégration, il faut imposer 2 restrictions sur les βij, dont 1 de normalisation (βij = 1).
Dans la mesure où nous mettons l’accent, d’une part sur l’impact des différentes
variables du système sur les prix, et d’autre part sur la réactivité du taux de change aux
mouvements des variables clés de la politique monétaire, nous avons choisi de
normaliser les β des variables production réelle (LRPIBTUN) et prix (LCPITUN). Par
ailleurs, nous avons imposé plus de restrictions que ce qui est préconisé par Giannini et
al. (1995). Toutefois, cette sur-identification est validée par le test LR. Notre espace
cointégrant β, fondé sur deux relations de cointégration, est présenté au tableau suivant.
244
Espace cointégrant
RPIBTUN
1.000000
REERTUN
0.000000
CPITUN
0.000000
0.000000
0.000000
1.000000
M2TUN
-0.054102
(0.06090)
-0.247589
(0.06842)
NERTUN
0.000000
-0.021360
(0.11853)
TMMTUN
0.013047
(0.01605)
0.018903
(0.01684)
Note : Les valeurs entre parenthèse représentent les écarts-types.
Étant donné que notre système VECM repose sur deux relations de cointégration et six
variables I(1), il doit exister quatre tendances communes correspondant à quatre chocs
permanents220. À l’image de Goux (2003), nous procédons au test de faible exogéneïté
des variables. Le test de ratio de vraisemblance montre que la masse monétaire M2 et le
taux d’intérêt à court terme sont les variables les plus faiblement exogènes. La faible
exogéneïté de M2 est confirmée par les résultats de causalité au sens de Granger
(annexe 5). En tenant compte de la faible exogéneïté de ces variables (M2 et TMM), les
relations de cointégration (de long terme) changent légèrement.
Elles se présentent comme suit :
RPIBTUN = 0.0507 M2TUN - 0.0381 TMMTUN
CPITUN = 0.3521 M2TUN + 0.2221 NERTUN - 0.0044 TMMTUN
La première relation de cointégration peut être interprétée comme une relation de type
IS. Elle met en évidence l’impact des conditions monétaire sur l’activité réelle en
Tunisie. Conformément à la littérature, une relation inverse entre le taux d’intérêt à
court terme et la production réelle est soulignée (pente négative de la courbe IS). Aussi,
à l’image de Christiano et al. (1994 et 1998), cette relation intègre l’offre monétaire
dans le but de montrer l’influence des liquidités sur l’activité réelle.
La deuxième relation de cointégration exprime une relation quantitative. Dans le but de
tenir compte de notre ligne de recherche, à savoir : étudier d’une part, le pouvoir de
transmission du taux de change nominal aux prix en vue d’absorber les effets
220 Rappelons que dans l’analyse des relations de cointégration, r correspond au nombre de relations de
cointégration et (p –r) représente le nombre de tendances communes ou de chocs permanents (p étant le
nombre de variables).
245
inflationnistes des chocs; et d’autre part les effets des chocs de change sur les prix,
l’influence du taux de change nominal sur les prix en Tunisie est incorporée. Dans le
cadre de cette deuxième relation de long terme, contrairement au TMM et à l’agrégat
monétaire M2, le sens de la relation entre le taux de change nominal et les prix en
Tunisie diverge des attentes théoriques. Ainsi, une appréciation de la monnaie
domestique tunisienne entraîne une hausse des prix. Cette relation paradoxale est en
accord avec nos résultats obtenus à ce stade par différentes méthodes {analytique et
estimation d’une courbe de Phillips selon Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) et du
modèle de transmission du taux de change aux prix à la façon d’Edwards (2006)}. En
effet, il apparaît qu’en Tunisie le taux de change nominal n’agit pas en tant
qu’instrument d’ajustement des effets des chocs, notamment sur les prix. Néanmoins,
l’analyse de cette question de recherche sera traitée en profondeur sur la base des
réponses des variables aux chocs structurels obtenues par l’estimation de notre modèle
dynamique SVAR contraint.
À ce stade du travail, la construction de l’espace cointégrant nous a permis d’obtenir la
matrice des restrictions à long terme de la forme structurelle du VAR contraint en
intégrant la matrice Π dans la matrice des coefficients de long terme C(L). Il nous reste
donc à définir la matrice des coefficients à court terme du SVAR C0 (avec C0 = B-1
A0) par le biais d’incorporation des contraintes de court terme.
246
Imposition des contraintes de court terme
La technique d’identification de la matrice des cœfficients structurels de court terme est
basée sur la méthode de Choleski (VAR semi-structurel), accompagnée par l’approche
d’identification de Bernanke et Mihov (1995). Le schéma d’identification obtenu par
l’approche récursive de Choleski, appliquée à notre ordre d’introduction des variables,
est en accord avec la fameuse hypothèse théorique d’absence d’impact contemporain
des chocs monétaires sur la production réelle et les prix (Christiano et al., 1998).
En suivant la méthode de Blanchard et Quah (1989), l’identification du système
nécessite l’imposition de 15 restrictions de court terme (n(n-1)/2) sur la forme
structurelle. Ces restrictions identificatrices couplées avec la décomposition de Choleski
engendrent la forme triangulaire inférieure de la matrice C0
221.
Dans notre modèle VAR standard de forme réduite, Xt est un vecteur des six variables
suivantes : le logarithme du PIB réel (RPIBTUN), le logarithme du taux de change
effectif réel (REERTUN), le logarithme du niveau des prix (CPITUN), le logarithme de
l’agrégat monétaire M2 (M2TUN), le logarithme du taux de change nominal
(NERTUN) et le taux d’intérêt à court terme (TMMTUN). Le système répond aux
chocs structurels εt
MP. Ces chocs représentent
NER et εt
REER, εt
RPIB, εt
CPI, εt
MS, εt
respectivement : les chocs d’offre réelle, les chocs de demande réelle extérieure, les
chocs de demande monétaire, les chocs d’offre de monnaie, les chocs de change et les
TMM sont les résidus
REER, et
chocs de politique monétaire. et
NER et et
RPIB, et
CPI, et
M2, et
de la forme réduite.
221 La méthode de Choleski est décrite à l’annexe 7. Le cas expliqué est le plus fréquent : l’incorporation
des contraintes triangulaires de long terme.
247
Notre système peut être schématisé comme suit (avec C0 = B-1 A0) :
Chocs structurels
CPI εMS2 εt
REER εt
εt
RPIB εt
NER εt
MP
⇓⇓⇓⇓ ⇓⇓⇓⇓ ⇓⇓⇓⇓ ⇓⇓⇓⇓ ⇓⇓⇓⇓ ⇓⇓⇓⇓
c11 0 0 0 0 0 ⇐⇐⇐⇐ PIB réel
C0 = c21 c22 0 0 0 0 ⇐⇐⇐⇐ Taux de change réel
c31 c32 c33 0 0 0 ⇐⇐⇐⇐ IPC
c41 c42 c43 c44 0 0 ⇐⇐⇐⇐ M2
c51 c52 c53 c54 c55 0 ⇐⇐⇐⇐ Taux de change nominal
c61 c62 c63 c64 c65 c66 ⇐⇐⇐⇐ TMM /base monétaire
Le schéma d’identification est fondé sur la relation entre les chocs structurels et les
perturbations de la forme réduite, à savoir :
B εt = A0 et
b11 0 0 0 0 0 εt
0 b22 0 0 0 0 εt
0 0 b33 0 0 0 εt
0 0 0 b44 0 0 εt
0 0 0 0 b55 0 εt
0 0 0 0 0 b66 εt
RPIB 1 0 0 0 0 0 et
REER a21 1 0 0 0 0 et
CPI a31 a32 1 0 0 0 et
MS = a41 a42 a43 1 0 0 et
NER a51 a52 a53 a54 1 0 et
MP a61 a62 a63 a64 a65 1 et
RPIB
REER
CPI
M2
NER
TMM
En se référant aux travaux théoriques {Blanchard et Quah (1989) et Giannini (1992)},
notre modèle satisfait la condition nécessaire d’une identification exacte du système,
dans la mesure où nous avons 21 (n(n+1)/2) paramètres à estimer. La structure de ces
matrices aboutit à 6 équations théoriques reliant les perturbations de forme réduite aux
chocs structurels.
248
La décomposition de Choleski montre que certains cœfficients des paramètres estimés
des matrices A0 et B sont statistiquement non significatifs. À l’image de Giannini et al.
(1995) et de Goux (2003), dans le but d’améliorer notre identification, nous imposons
des restrictions de court terme supplémentaires sur les paramètres non significatifs.
En se référant à la forme triangulaire inférieure de la matrice A0, la compétitivité devrait
RPIB. Toutefois, nous avons considéré
répondre à court terme au choc d’offre réelle et
que contrairement à la production destinée à la consommation domestique, qui est
immédiatement affectée par un choc d’offre réelle (Blanchard et Quah, 1989), la
production destinée aux marchés étrangers n’est pas instantanément influencée par une
variation non anticipée de la production domestique. Par conséquent, la demande
extérieure adressée aux biens et services domestiques, et donc le taux de change réel
(ancrage de la compétitivité à l’échelle internationale), ne répondent pas à court terme
au choc domestique d’offre réelle. C’est l’hypothèse d’une petite économie ouverte. De
plus, le test de faible exogèneïté montre que le taux de change effectif réel est la
variable la plus exogène du modèle au seuil de 5%. C’est pourquoi, le cœfficient du
paramètre a21 est nul.
En suivant le même courant de recherche que Goux (2003), nous supposons que le choc
d’offre réelle entraîne des effets à court terme uniquement sur les prix (coefficient
significatif). Par conséquent, a41 = a51 = 0.
Le choc de demande réelle extérieure n’est pas supposé affecter les variables monétaires
domestiques à court terme. D’où, a42 = a62 = 0.
La pensée Keynésienne traditionnelle stipule que l’offre monétaire entre uniquement
dans les équations contemporaines de l’offre monétaire et de la politique monétaire.
Cette spécification implique la nullité de l’impact à court terme des chocs d’offre
monétaire sur la production réelle, le taux de change effectif réel, les prix et le taux de
change nominal. Étant donné la forme triangulaire inférieure de la matrice A0, nous
imposons une restriction supplémentaire sur le coefficient non significatif a54 = 0.
249
Sims et Zha (1998) soutiennent que la politique monétaire ne répond pas instantanément
aux chocs affectant la production réelle ou les prix. L’argument avancé est l’absence de
données contemporaines sur les prix et la production réelle au moment où les décisions
de politique monétaire sont prises. En outre, l’absence de réaction immédiate du taux
d’intérêt à court terme aux chocs structurels d’offre réelle et de demande monétaire est
particulièrement justifiée pour la politique monétaire en Tunisie, en raison du lissage du
taux d’intérêt à court terme par la BCT en vue de préserver la stabilité financière. Dans
le cadre de notre travail, cet argument se traduit par l’imposition d’une contrainte de la
nullité à court terme des cœfficients non significatifs a61 et a63.
Dans la littérature, il existe un consensus sur l’absence de réponse contemporaine de la
politique monétaire aux chocs de change. Cette affirmation aurait pu justifier le
placement du taux d’intérêt à court terme précédant le taux de change nominal dans le
VAR222. Cependant, pour des raisons évoquées précédemment, nous avons retenu
l’introduction du taux de change nominal avant le taux d’intérêt à court terme. Aussi,
nous aurions pu exprimer l’absence d’impact de court terme des chocs de change sur la
politique monétaire en imposant la nullité du paramètre a65. Or, un autre courant de
recherche {Sims (1992), Grilli et Roubini (1995) et Kim et Roubini (2000)} suscite une
controverse concernant la relation contemporaine entre les chocs de change et la
politique monétaire. Indirectement, Kim et Roubini (2000) évoquent la relation
tridimensionnelle entre le taux de change nominal les prix et le taux d’intérêt à court
terme. Ils soutiennent que dans les petites économies ouvertes, les autorités monétaires
accordent une attention particulière à l’impact des mouvements du taux de change
nominal sur les prix. Par conséquent; elles réagissent instantanément aux chocs de
change en contractant les conditions monétaires par la hausse du taux d’intérêt à court
terme. À l’image de ces auteurs nous supposons l’existence d’impact contemporain des
chocs de change sur la politique monétaire en Tunisie, petite économie ouverte.
D’ailleurs, le cœfficient estimé de a65 est statistiquement acceptable (voir tableau 17).
222 Voir la section précédente traitant de l’ordre d’introduction des variables dans le VAR.
250
Le schéma d’identification devient :
b11 0 0 0 0 0 εt
0 b22 0 0 0 0 εt
0 0 b33 0 0 0 εt
0 0 0 b44 0 0 εt
0 0 0 0 b55 0 εt
0 0 0 0 0 b66 εt
RPIB 1 0 0 0 0 0 et
REER 0 1 0 0 0 0 et
CPI a31 a32 1 0 0 0 et
MS = 0 0 a43 1 0 0 et
NER 0 a52 a53 0 1 0 et
MP 0 0 0 a64 a65 1 et
RPIB
REER
CPI
M2
NER
TMM
Le système est compose des six équations suivantes:
REER
RPIB
b11 εt
b22 εt
b33 εt
b44 εt
b55 εt
b66 εt
RPIB = et
REER = et
CPI = a31 et
MS = a43 et
NER = a52 et
MP = a64 et
RPIB + a32 et
M2
CPI + et
REER + a53 et
M2 + a65 et
REER + et
CPI
CPI + et
NER
NER + et
TMM
(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
La première équation montre que nous sommes en présence d’un choc d’offre réelle
exogène en accord avec la forme triangulaire inférieure. La deuxième équation implique
également l’exogéneïté contemporaine du choc de demande étrangère. Dans le même
ordre d’idées, Goux (2003) met en exergue l’exogéneïté des chocs d’offre réelle et du
choc étranger223.
La troisième équation est une fonction de prix en harmonie avec celles de Goux (2003)
et Kim et Roubini (2000). En effet, les prix sont déterminés en fonction de la production
réelle présente (principe de l’offre agrégée). En outre, dans notre cas, les prix
domestiques sont instantanément influencés par les chocs de demande réelle étrangère.
223 Il est toutefois important de souligner que le choc étranger de Goux (2003) est un choc de taux
d’intérêt étranger, tandis que notre choc étranger est un choc de demande réelle extérieure.
251
Kim et Roubini (2000) incorporent également une composante étrangère (mais du côté
de l’offre) dans la fonction des prix : le choc du prix de pétrole.
La quatrième ligne correspond à une équation d’offre monétaire. Il s’agit d’une fonction
simplifiée de l’offre de monnaie essentiellement expliquée par le niveau des prix.
La cinquième équation obéit à une forme de parité du pouvoir d’achat, dans la mesure
où le taux de change répond aux prix. En outre, la réponse du taux de change nominal
au taux de change effectif réel («proxy» de la compétitivité) traduit le cadre particulier
de la politique monétaire en Tunisie, notamment la poursuite de la stabilité du taux de
change effectif réel qui nécessite les ajustements par le taux de change nominal224.
La sixième et dernière ligne représente une équation de politique monétaire. Elle
correspond à la fonction de réaction de Kim et Roubini (2000), sauf que cette dernière
inclut également les chocs de prix de pétrole. Conformément à Sims et Zha (1998) et
Kim et Roubini (2000), cette équation montre que les autorités monétaires déterminent
le taux d’intérêt à court terme sur la base des valeurs présentes de la masse monétaire et
du taux de change nominal. En revanche, contrairement à Goux (2003), les valeurs
contemporaines de l’inflation et de la production réelle n’entrent pas dans la fonction de
réaction immédiate de la politique monétaire à court terme. Cette hypothèse
d’identification implique que les données sur le taux de change nominal et la masse
monétaire M2 sont disponibles dans un délai d’une période (1mois dans notre cas)225.
224 Ce mécanisme a été décrit précédemment. Voir par exemple dans la description de la politique
monétaire en Tunisie au chapitre 1 de la première partie.
225 La fréquence mensuelle de nos données renforce les restrictions identificatrices de l’équation 6. En
effet, l’absence de données à écart mensuel sur l’inflation et la production réelle en Tunisie est plus
plausible que l’inexistence de ces données à un horizon trimestriel ou annuel.
252
Les estimés des matrices A0 et B sont résumés dans le tableau 17226.
Tableau 17. Coefficients contemporains du modèle structurel de la Tunisie
intégrant le taux de change nominal TND/USD
Parameter
A(3,1)
A(3,2)
A(5,2)
A(4,3)
A(5,3)
A(6,4)
A(6,5)
B(1,1)
B(2,2)
B(3,3)
B(4,4)
B(5,5)
B(6,6)
Coefficient Std.Error
0.004783
0.018827
0.023790
-0.037713
0.110403
-0.064867
0.269795
-0.856639
0.295284
0.607897
0.881607
-0.965511
0.819459
-0.738299
0.002596
0.055562
0.000522
0.011172
0.000188
0.004022
0.000797
0.017054
0.000868
0.018570
0.010859
0.232388
T-value
3.935885
-1.585251
-0.587546
-3.175143
2.058685
-1.095172
-0.900958
21.40093
21.40093
21.40093
21.40093
21.40093
21.40093
Sign. Level
0.0001
0.1129
0.5568
0.0015
0.0395
0.2734
0.3676
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
Estimation de la matrice A0
1.000000
0.000000
0.018827
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
1.000000
-0.037713
0.000000
-0.064867
0.000000
0.000000
0.000000
1.000000
-0.856639
0.607897
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
1.000000
0.000000
-0.965511
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
1.000000
-0.738299
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
1.000000
Estimation de la matrice B
0.055562
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.011172
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.004022
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.017054
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.018570
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.000000
0.232388
En se référant aux attentes théoriques, certains signes des coefficients contemporains
sont controversés.
En accord avec les fondements théoriques du type Mundell-Fleming-Dornbusch, un
choc positif d’offre réelle, se traduisant par une hausse de la production réelle, entraîne
une baisse des prix à court terme.
226 L’interprétation économique est basée sur la matrice des effets contemporains des chocs structurels C0
(B-1 A0) en inversant les signes des coefficients.
253
Conformément aux prédictions théoriques, en réponse à un choc positif de demande
réelle étrangère, les prix augmentent. Cependant, le taux de change nominal ne se
déprécie pas afin de ramener le taux de change effectif réel à son niveau d’ancrage
(caractéristique de la politique monétaire en Tunisie).
La réponse contemporaine de l’agrégat monétaire M2 au choc de demande monétaire
est contradictoire. Selon les hypothèses, une hausse non anticipée des prix est suivie par
une baisse de la masse monétaire. Or, nos résultats montrent une politique
expansionniste d’accroissement de
la masse monétaire M2. Toutefois, cette
contradiction a également été notée par Kim et Roubini (2000).
En réponse à une hausse inattendue des prix, le taux de change nominal se déprécie
immédiatement, accentuant ainsi la pression inflationniste. Cette relation paradoxale
reflète l’incapacité du taux de change nominal en Tunisie d’absorber les effets
inflationnistes des chocs. Ce résultat vient soutenir nos conclusions mises en exergue
précédemment sous différentes approches.
À l’image de Kim et Roubini (2000) et de Goux (2003), les effets contemporains des
chocs structurels sont mis en évidence. Le taux d’intérêt à court terme augmente en
réponse à une hausse non anticipée de l’offre monétaire M2. Cela implique qu’en
Tunisie les autorités monétaires adoptent instantanément une politique monétaire
restrictive à titre préventif lorsque l’éventualité d’une pression inflationniste est
présumée. Cependant, ce mécanisme de lutte contre l’inflation repose sur l’existence
d’une relation monétariste entre l’offre de monnaie et les prix. Or, sur la base de notre
étude analytique de la politique monétaire en Tunisie (chapitre 3), cette relation
monétariste est très affaiblie.
Paradoxalement, on remarque une hausse du taux d’intérêt à court terme suite à une
appréciation non anticipée de la monnaie tunisienne. Le sens de la réponse du TMM au
choc de change diverge des prédictions théoriques. Il correspond à une action anti-
inflationniste, alors que l’appréciation du taux de change nominal résulte en une baisse
des prix. Cette réponse ambiguë a également été constatée par Neaime (2007). L’auteur
attribue ce résultat contre-intuitif à l’ancrage du taux d’intérêt à court terme par la BCT
dans le but de favoriser l’objectif de stabilité financière.
254
La sur-identification du système par l’imposition des restrictions supplémentaires est
validée par le test LR. La valeur du ratio de vraisemblance χ2 est de 0.9894 à 8 degrés de
liberté et à une probabilité de 0.9983.
En résumé, l’identification de notre SVAR repose sur deux étapes d’identification. En
premier lieu, l’identification à court terme est basée sur la décomposition de Choleski
sur- identifiée. En deuxième lieu, l’identification à long terme est fondée sur les
relations de long terme de l’espace cointégrant.
Les chocs structurels étant identifiés, le modèle VAR est transformé sous sa forme
moyenne mobile dans le but de calculer et de représenter graphiquement la dynamique
des différentes variables endogènes en réponse à un choc structurel d’une ampleur
équivalente à un écart-type.
255
Compte tenu de l’assise théorique de notre travail de recherche, dans le cadre de notre
analyse empirique, l’accent sera mis sur la fragilité des variables aux différents chocs et
les instruments d’absorption des effets des chocs affectant notre système SVAR
contraint. Avant d’exposer nos résultats, rappelons les relations présumées entre les
variables du modèle tunisien émanant du cadre analytique et des estimations des
modèles de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) et d’Edwards (2006) (chapitre 2 de la
première partie):
1)
Les prix ne montrent pas d’évidence d’une sensibilité aux mouvements du taux
de change nominal. En revanche, la cible monétaire M2 affiche une réactivité relative
aux fluctuations du taux de change nominal.
2)
Le taux de change nominal n’est pas un canal actif dans la transmission des
changements de la politique monétaire via les manipulations des instruments
opérationnels (TMM et base monétaire).
3)
4)
Une faible relation monétariste existe entre l’offre de monnaie et les prix.
Le taux de change nominal n’est pas un outil efficace d’amortissement des effets
des chocs, notamment sur les prix.
L’estimation du modèle VECM structurel permet de vérifier empiriquement ces
résultats préliminaires.
Il est important tenir compte également des hypothèses de référence du modèle
Mundell-Fleming-Dornbusch, telles qu’énoncées par Clarida et Gali (1994). Ces
hypothèses ont été présentées dans la section précédente descriptive des chocs et de
leurs effets.
Les effets des chocs découlant de l’estimation du VECM structurel sont interprétés en
se basant sur deux techniques complémentaires : les fonctions de réponses et la
décomposition de la variance des erreurs d’estimation. La première illustre la réponse
de chaque variable du modèle à chacun des chocs affectant le système. La deuxième
met en évidence l’importance relative de chaque innovation aléatoire dans la causalité
de la variation des variables du système.
256
1.3.5. Analyse et interprétation des résultats
Figure 4. Fonctions de réponse des variables aux chocs d’offre réelle, de demande
réelle et de demande monétaire; cas de la Tunisie
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
257
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal
Taux de change nominal
Taux de change nominal
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
258
1) Les fonctions de réponse au choc réel d’offre
Conformément à la littérature existante, en Tunisie, un choc négatif d’offre réelle se
traduit par une baisse persistante de la production réelle. Les effets significatifs de ce
choc consistent en une légère appréciation transitoire du taux de change effectif réel,
une baisse minime et temporaire des prix, et une hausse instantanée de la masse
monétaire M2. Bien que persistant, l’impact à long terme du choc d’offre réelle sur
l’agrégat M2 est statistiquement non significatif. Le sens de la réponse des prix au choc
d’offre réelle ne suit pas les prédictions théoriques de Clarida et Gali (1994) ainsi que
les mécanismes de l’offre agrégée de Blanchard et Quah (1989).
Lorsque le SVECM contient la base monétaire, à titre d’instrument opérationnel, un
choc négatif d’offre réelle provoque une hausse négligeable mais significative de la
base monétaire227. La réactivité de la base monétaire aux variations de la production
réelle a également été soulignée par le test de causalité de Granger (annexe 5). Ce
résultat reflète la volonté des autorités monétaires tunisiennes de relancer la croissance
en favorisant des conditions monétaires expansionnistes via l’instrument base
monétaire. L’augmentation des prix en réponse au choc négatif d’offre réelle est en
accord avec les hypothèses théoriques. Toutefois, il s’agit d’une légère inflation
temporaire et statistiquement non significative.
227 Les fonctions de réponse du SVECM incorporant la base monétaire sont à l’annexe 15.
259
2) Les fonctions de réponse au choc de demande réelle
En réponse à un choc de baisse de la demande réelle étrangère, la monnaie tunisienne
affiche une dépréciation profonde et permanente en termes effectifs réels, les prix
diminuent légèrement, mais cette diminution est significative et persistante, et la masse
monétaire M2 baisse. Concernant la cible monétaire M2, seule sa réponse instantanée
est significative.
L’hypothèse des effets d’un choc de demande réelle étrangère renforcée par le
phénomène de la spirale inflationniste, liée à la pratique de la règle du taux de change
effectif réel constant (TCERC) par les autorités monétaires tunisiennes, est vérifiée. En
effet, en accord avec les prédictions, en réponse à un choc négatif de demande réelle, les
prix baissent (avec une baisse plus importante pour les biens échangeables) et la
monnaie domestique se déprécie en termes réels. La nouvelle déflation est persistante et
les prix se stabilisent à un niveau inférieur.
Les fonctions de réponse montrent qu’un choc négatif de demande réelle entraîne une
dépréciation du taux de change en termes réels et nominaux. Donc, il apparaît que le
taux de change nominal ne réagit pas en faveur de la stabilisation du taux de change
effectif réel, variable d’ancrage. Conventionnellement, dans le but de maintenir la
compétitivité, le taux de change nominal doit s’apprécier afin de contrecarrer la
dépréciation réelle et d’éviter la volatilité du taux de change effectif réel. Dans notre
cas, la dépréciation du taux de change nominal renforce celle du taux de change réel.
Sous l’hypothèse d’un pouvoir de transmission actif du taux de change nominal aux
prix, la dépréciation du taux de change nominal entraînerait une hausse des prix. Or, il
est à noter que non seulement la dépréciation nominale de la monnaie domestique n’a
pas eu d’impact sur la nouvelle déflation persistante, mais aussi la réponse du taux de
change nominal est faiblement significative. Il n’existe donc pas d’évidence du pouvoir
de transmission du taux de change nominal aux prix. Dés lors, en Tunisie, le taux de
change nominal n’est pas mesure d’amortir les effets du choc de demande réelle
étrangère sur les prix et sur l’ancrage de la compétitivité.
260
3) Les fonctions de réponse au choc de demande monétaire
Un choc de baisse de la demande monétaire engendre une augmentation persistante des
prix, une décroissance modeste et temporaire de la production réelle, une légère
appréciation permanente du taux de change effectif réel et une croissance persistante de
la cible monétaire M2. Les sens des réactions de la production réelle et du taux de
change réel ne sont pas conformes aux hypothèses des effets engendrés par un choc de
baisse de la demande monétaire et énoncés par le modèle Mundell-Fleming-Dornbusch
(Clarida et Gali, 1994).
En dépit d’une réponse statistiquement non significative du TMM, on note que la
réponse de la cible monétaire M2 suit celle du TMM. En effet, la hausse instantanée du
TMM coïncide avec une légère décroissance de M2. Ensuite, la baisse permanente du
TMM concorde avec une hausse persistante de M2. Ainsi, en cas de choc de baisse de la
demande monétaire, la contrôlabilité de la masse monétaire M2 par le taux d’intérêt à
court terme pourrait être envisagée. Cette causalité est soulignée au sens de granger
(annexe 5).En revanche, les prix ne répondent pas à ce mécanisme. Il n’y a donc pas
d’évidence d’une relation monétariste entre l’offre de la monnaie et les prix. Par
ailleurs, il apparaît que la cible monétaire M2 suit la réaction des prix. Ce résultat
confirme que l’offre de monnaie est essentiellement déterminée par le niveau des prix.
La fonction de réponse de la base monétaire au choc de demande monétaire montre une
croissance modérée. À l’image du TMM, la réaction de la base monétaire est à l’opposé
d’une action contre la hausse des prix. Paradoxalement, elle correspond à une politique
monétaire expansionniste.
Le taux de change nominal répond au choc de demande monétaire par une dépréciation
minime et transitoire, et statistiquement peu significative. L’absence de réactivité du
taux de change nominal au choc de demande monétaire, source principale des variations
des prix, implique qu’il ne contribue pas à l’ajustement des effets inflationnistes de ce
choc.
261
Figure 5. Les fonctions de réponse aux chocs d’offre monétaire, de change nominal
et de politique monétaire; cas de la Tunisie
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
-.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
-.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
262
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.03
.02
.01
.00
-.01
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.03
.02
.01
.00
-.01
.03
.02
.01
.00
-.01
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal
Taux de change nominal
Taux de change nominal
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
263
4) Les fonctions de réponse au choc d’offre monétaire
D’après nos fonctions de réponse, un choc restrictif d’offre monétaire, traduit par une
réduction significative de la cible monétaire M2, résulte en une baisse temporaire de la
production réelle, une dépréciation permanente de forte ampleur du taux de change
effectif réel, ancrage de la compétitivité en Tunisie, une inflation dérisoire mais
persistante et une hausse permanente du TMM. La modeste réponse des prix diverge
des prédictions théoriques. Selon les attentes, une contraction non anticipée de l’offre
monétaire devrait engendrer une déflation. Ce résultat renforce l’idée de la faiblesse du
lien monétariste entre M2 et les prix en Tunisie. Dans le même ordre d’idées, Kandil et
Mirzaie (2003) ne trouvent pas d’effets inflationnistes significatifs d’un choc
expansionniste d’offre monétaire en Tunisie228.
La réponse du taux d’intérêt à court terme au choc monétaire restrictif est paradoxale.
En effet, la hausse permanente du TMM accentue la contraction de l’agrégat M2. De
même, dans le cas où la cible opérationnelle est la base monétaire, cette dernière réagit
par une baisse importante significative et permanente, montrant ainsi une orientation
restrictive de la politique monétaire. La causalité de la base monétaire par l’agrégat
monétaire M2 est également soutenue par le test de Granger (annexe 5). L’inflation
causée par le choc de baisse de l’offre monétaire est considérable et persistante lorsque
la cible opérationnelle est la base monétaire (annexe 15). Là encore, la rupture de la
relation monétariste en Tunisie est soulignée. Cependant, il est pertinent de noter qu’en
dépit des sens contraires des réactions des prix et des instruments opérationnels de la
politique monétaire en réponse à un choc restrictif d’offre monétaire, les réponses du
TMM et de la base monétaire concordent avec celle des prix. Elles correspondent à une
action de lutte contre l’inflation.
La réaction du taux de change nominal au choc restrictif d’offre monétaire consiste en
une dépréciation négligeable et faiblement significative. Ce résultat diverge des
prédictions théoriques du modèle Mundell-Fleming-Dornbusch et des résultats de
Obstfeld et Rogoff (1995) et de Faust et Rogers (2003). En effet, ce courant de
recherche met en évidence l’appréciation nominale de la monnaie domestique suite à un
228 Au sein des pays du MENA, les auteurs notent une pression inflationniste significative en réponse à un
choc d’accroissement de l’offre monétaire uniquement en Égypte et au Pakistan.
264
choc restrictif d’offre monétaire. Cette relation s’explique en partie par la réaction des
agents sur le marché des changes suite à une baisse non anticipées des liquidités.
Toutefois, cette relation est valable pour les économies développées, notamment les
États-unis dont la monnaie est une devise d’échange international. Or, en ce qui
concerne la Tunisie, une telle hypothèse peut ne pas être validée dans la mesure où le
marché des change est encore peu développé et le compte des capitaux est partiellement
libéralisé (semi-convertibilité du dinar tunisien, chapitre 3).
Le taux de change effectif réel répond au choc restrictif d’offre monétaire par une
dépréciation importante. Certes, cette réponse est contraire aux hypothèses théoriques
du modèle Mundell-Fleming-Dornbusch. Néanmoins, en se référant au courant de
recherche traitant des pays du MENA (Moyen-Orient et Afrique du Nord) de Kamar
(2004), une relation monétariste entre l’offre de monnaie et le taux de change réel est
mise en évidence. Cette relation implique que la baisse de la demande de consommation
liée à la rétraction de l’offre monétaire touche essentiellement les biens échangeables.
D’où la baisse des prix de ces biens par rapport aux prix des biens non échangeables et
la dépréciation du dinar en termes réels. Cette relation est particulièrement plausible en
Tunisie dans la mesure où l’administration des prix par l’État porte en grande partie sur
les biens non échangeables (tableau 11, chapitre 2 de la première partie).
En réponse au choc de contraction de l’offre monétaire, la production réelle montre une
baisse temporaire, minime et significative, alors que la cible monétaire M2 croît
sensiblement et d’une manière significative et persistante suite à un choc négatif d’offre
réelle. Ce résultat soutient la relation de «feed back» entre l’agrégat M2 et la production
réelle soulignée par le test de causalité de Granger (annexe 5). Cette double relation
traduit la forte influence des conditions monétaires sur l’activité réelle en Tunisie. C’est
pourquoi, les autorités monétaires tunisiennes ajustent l’offre monétaire en vue de
contrecarrer les effets indésirables des chocs sur la production réelle et de relancer
l’activité économique.
265
5) Les fonctions de réponse au choc de change
L’impact significatif d’un choc de change (appréciation nominale non anticipée de la
monnaie domestique) se limite à une dépréciation importante et persistante du taux de
change effectif réel. En se référant à l’approche d’Edwards (2006), cette relation
implique que le taux de change nominal est un instrument efficace d’amortissement des
effets inflationnistes des chocs. Toutefois, cette conclusion repose sur la condition sine
qua non suivante : la baisse des prix des biens échangeables (PPI) transmise par
l’appréciation nominale de la monnaie domestique est plus forte que la baisse des prix
des biens non échangeables (CPI). À cet effet, le taux de change réel (au certain) se
déprécie. La fonction de réponse des prix au choc de change montre plutôt une baisse
dérisoire suivie par une hausse du CPI. Cependant, cette réponse n’est pas
statistiquement significative. Par conséquent, il n’y a pas d’évidence suffisante pour
affirmer la contribution du taux de change nominal à l’absorption des effets des chocs
sur les prix en Tunisie.
Les sens des mouvements du taux de change et des prix sont conformes aux
hypothèses : un choc d’appréciation du taux de change engendre une légère baisse des
prix. Ensuite, à partir du 2ème mois suivant le choc de change, le taux de change nominal
entame une dépréciation profonde. Cette dépréciation nominale est accompagnée par
une hausse minime des prix. Conventionnellement, à l’image des résultats Boughrara
(2007)229., la déflation instantanée provoquée par le choc de change est résorbée par une
baisse du TMM. Or, le TMM affiche une hausse immédiate et dérisoire, correspondant
à une action paradoxale de lutte contre l’inflation. De même, la nouvelle inflation
ultérieure, transmise par la dépréciation nominale, coïncide avec une diminution du
TMM. Là encore, la réponse du TMM est contraire aux attentes théoriques. Néanmoins,
les effets du choc d’appréciation de la monnaie tunisienne sur les prix et sur le taux
d’intérêt à court terme ne sont pas statistiquement significatifs. Ce résultat contre-
intuitif entre le taux de change nominal et le taux d’intérêt à court terme a également été
souligné par Blot (2005). Il remarque que, dans la zone euro, en réponse à un choc de
229 Boughrara (2007) conclut qu’un choc de change (appréciation en termes effectifs nominaux du dinar
tunisien) provoque une baisse significative et instantanée des prix, une décroissance du taux d’intérêt et
une diminution de la production. La baisse du taux d’intérêt reflète la volonté de la BCT d’améliorer les
conditions monétaires restrictives.
266
dépréciation de l’euro, les prix évoluent vers la hausse et le taux d’intérêt à court terme
diminue (cette diminution n’est pas statistiquement significative).
Dans le même ordre d’idées, Neaime (2007) note l’absence de réponse significative des
prix au choc de change. Aussi, l’auteur met en exergue le non ajustement des effets du
choc de change par le taux d’intérêt à court terme en Tunisie. Il souligne la volonté des
autorités monétaires d’éviter les mouvements du taux d’intérêt à court terme pour des
fins de stabilité financière.
Nos résultats nous amènent à conclure que d’une part, le taux d’intérêt à court terme
n’est pas un instrument d’absorption des effets des chocs de change en Tunisie. D’autre
part, notre ligne de recherche antérieure soutenant l’absence de sensibilité significative
des prix aux mouvements du taux de change nominal en Tunisie est renforcée. Par
conséquent, les chocs de change ne constituent pas une menace à la réalisation de
l’objectif de maîtrise de l’inflation. En outre, l’option d’une transition vers une politique
monétaire de ciblage de l’inflation ne risque pas d’être entravée par ces chocs.
L’impact du choc de change sur la cible monétaire M2 est insignifiant. D’où, en Tunisie
la cible intermédiaire de la politique monétaire n’est pas vulnérable aux chocs de
change. Ces chocs ne sont pas en mesure de perturber le ciblage intermédiaire de la
politique monétaire en faisant dévier la cible monétaire de ses valeurs d’ancrage. En
revanche, les chocs de change ont un impact significatif et persistant sur le taux de
change effectif réel. Donc, en Tunisie, l’ancrage de la compétitivité est exposé aux
chocs de change.
267
6) Les fonctions de réponse au choc de politique monétaire
Un choc de politique monétaire restrictive (à travers la hausse du TMM) cause une
diminution permanente de la production réelle, une diminution persistante mais non
significative des prix, une baisse importante et permanente de la cible monétaire M2 et
une légère appréciation persistante du taux de change nominal. Ces réactions rejoignent
celles de Boughrara (2007) et s’alignent avec les prédictions théoriques. La courbe
d’inspiration keynésienne IS montre que la hausse du taux d’intérêt à court terme
ralentit l’activité économique. Par ailleurs, la pensée monétariste soutient que la
croissance du taux d’intérêt à court terme freine l’accroissement de l’offre monétaire
(obtenue via la monétisation des crédits accordés) et résulte en une déflation. Toutefois,
rappelons que la réponse des prix est statistiquement non significative230. La réponse de
l’agrégat monétaire M2 reflète le fonctionnement du premier brin du mécanisme de
transmission de la politique monétaire, à savoir : entre l’instrument taux d’intérêt à
court terme et le canal offre monétaire. Néanmoins, ce mécanisme est rompu à ce
niveau dans la mesure où la réponse des prix n’est pas statistiquement significative. Ce
résultat souligne la rupture de la relation monétariste entre l’offre de monnaie et les prix
en Tunisie.
En accord avec les hypothèses, le taux de change nominal répond au choc restrictif de
politique monétaire par une appréciation significative. Par conséquent, ce résultat
montre que le taux de change nominal pourrait être un canal efficace de transmission de
la politique monétaire.
Lorsque la base monétaire remplace le TMM à titre de cible opérationnelle, un choc de
politique monétaire restrictive via la diminution de la base monétaire n’a pas d’impact
significatif notable sur les variables du modèle (annexe 15). Par conséquent, la base
monétaire n’agit pas en tant que cible opérationnelle capable d’agir sur M2 et
d’influencer les prix. En accord avec les résultats de Boughrara (2003), il n’existe pas
de relation de causalité et de contrôlabilité allant de la base monétaire vers le taux de
change nominal. En cas de choc restrictif de politique monétaire, les changements de la
base monétaire ne sont pas transmis au canal taux de change nominal.
230 La réponse non significative des prix au choc de politique monétaire pourrait faire référence à
l’énigme des prix soulignée par Sims (1992).
268
Décomposition de la Variance et sensibilité des variables
1) La production réelle
Décomposition de la Variance de la production réelle en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
100.0000
93.43227
88.51669
87.30524
86.54298
84.50657
82.85457
79.66485
76.95720
74.77110
72.99232
Demande
réelle
0.000000
0.064765
0.063254
0.113411
0.176987
0.623705
0.920947
1.191552
1.315754
1.402506
1.463302
Demande
monétaire
0.000000
3.910006
4.931349
4.737557
4.959151
5.110784
4.981747
4.717282
4.478954
4.291118
4.154918
Offre
monétaire
0.000000
2.363934
6.062981
5.702764
5.607173
5.298523
5.117942
4.818644
4.642050
4.569024
4.577039
Change
0.000000
0.203062
0.376394
0.366597
0.728920
1.206174
1.639424
2.506434
3.052922
3.295916
3.363689
Politique
monétaire
0.000000
0.025959
0.049337
1.774436
1.984791
3.254239
4.485373
7.101239
9.553116
11.67034
13.44873
La décomposition de la variance de la production réelle confirme les résultats des
fonctions de réponse. En Tunisie, les chocs d’offre réelle sont la source principale de la
variance de la production réelle. Ce résultat conventionnel rejoint ceux des nombreux
travaux traitant des dynamiques des chocs, notamment Clarida et Gali (1994).
269
Toutefois, nous constatons le raffermissement de la part de la variance de la production
réelle due aux chocs de politique monétaire à terme. De même, la sensibilité de la
production réelle au choc de politique monétaire est soulignée par la fonction de
réponse. Cette évolution a également été notée par Goux (2003).
2) Le taux de change effectif réel
Décomposition de la Variance du taux de change effectif réel en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
0.000000
0.774996
1.509500
1.613202
3.527951
4.753204
4.902438
4.439050
4.043878
4.080126
4.636307
Demande
réelle
100.0000
97.96682
96.22065
95.56276
89.54835
79.43845
71.78817
63.81424
59.93871
57.08682
54.30112
Demande
monétaire
0.000000
0.173583
0.353731
0.288344
0.436676
0.806086
1.162958
1.904707
2.577664
3.138437
3.551307
Offre
monétaire
0.000000
0.130518
0.408360
0.490454
1.727658
4.553460
6.800376
10.08220
12.48374
14.16880
15.14175
Change
0.000000
0.737069
1.322848
1.895043
4.616513
10.21691
15.12230
19.47787
20.20001
19.65782
18.65568
Politique
monétaire
0.000000
0.217014
0.184915
0.150199
0.142855
0.231883
0.223762
0.281928
0.755999
1.867996
3.713837
À court terme, conformément à la littérature existante (Clarida et Gali, 1994), les chocs
de demande réelle étrangère sont à l’origine de la variance du taux de change effectif
réel (ancrage de la compétitivité). Cependant, à long terme, ces chocs perdent de leur
pouvoir explicatif en faveur des chocs de change et d’offre monétaire. Ainsi, à long
terme, la variance du taux de change effectif réel est due conjointement aux chocs de
demande réelle, de change et d’offre monétaire. Ce résultat est soutenu par les fonctions
de réponse.
L’impact des chocs de change sur le taux de change effectif réel suscite plusieurs
interprétations. D’une part, la sensibilité de l’ancrage de la compétitivité aux chocs de
change en Tunisie est mise en exergue. D’autre part, le taux de change nominal n’agit
pas en faveur de la règle du taux de change effectif réel constant pratiquée par la BCT.
En effet, en réponse à un choc d’appréciation nominale de la monnaie domestique, le
taux de change effectif réel réagit par une dépréciation profonde (voir figure 5). Cette
dépréciation persiste et le taux de change effectif réel ne retrouve pas sa valeur initiale.
270
Le taux de change nominal ne s’ajuste pas afin de ramener le taux de change effectif
réel à son niveau d’ancrage et de préserver la compétitivité de l’économie tunisienne.
Par ailleurs, rappelons que l’existence d’un impact indirect du taux de change nominal
sur le taux de change réel du point de vue monétariste d’Edwards (2006), traduisant le
rôle actif du taux de change en tant qu’instrument d’absorption des effets inflationnistes
des chocs, est à écarter dans la mesure où la réponse des prix aux chocs de change n’est
pas statistiquement significative.
271
Concernant la poursuite de la règle du taux de change effectif réel constant, certains
points peuvent être retenus.
La règle du taux de change effectif réel constant (TCERC) et objectif de
compétitivité
(cid:1) La poursuite de la règle du TCERC peut être entravée par les chocs de demande
réelle; de change et d’offre monétaire. Ces chocs provoquent des fluctuations du taux de
change effectif réel, indésirables quant au maintien de la compétitivité de la Tunisie.
(cid:1) L’assouplissement de la règle du TCERC est confirmé empiriquement. Le taux
de change effectif réel fluctue (dans un cadre modéré) dans le but d’absorber les effets
des chocs de demande réelle, de change et d’offre monétaire. La tolérance des
mouvements du taux de change effectif réel reflète la volonté des autorités monétaires
tunisiennes de limiter la volatilité du taux de change nominal. Ainsi, il semblerait que la
«peur du flottement» soit adoptée au détriment de l’objectif de maintien de la
compétitivité.
(cid:1) En cas de choc de demande réelle, le phénomène de la spirale inflationniste lié à
l’application de la règle du TCERC est vérifié : un choc négatif de demande réelle
résulte en une déflation permanente.
272
3) Le niveau général des prix
Rappelons que, dans le cadre de notre étude, l’accent est mis sur la relation à triple
dimension entre le taux de change nominal, les prix et le taux d’intérêt à court terme.
Décomposition de la Variance de l’IPC en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
6.271629
8.844251
10.44818
9.638922
8.140816
7.378553
7.102872
7.004988
6.947137
6.806510
6.576425
Demande
réelle
1.017400
0.489487
0.320563
0.333306
0.260130
0.259435
0.428021
0.919610
1.463040
2.002069
2.498273
Demande
monétaire
92.71097
90.20513
88.16975
88.66506
90.34256
91.30930
91.31411
89.68037
86.92683
83.67914
80.28809
Offre
monétaire
0.000000
0.437456
0.940034
1.194496
1.109746
0.916260
0.825515
0.746721
0.721369
0.711770
0.705596
Change
0.000000
3.23E-06
0.044280
0.091423
0.091347
0.094699
0.215708
1.033607
2.436423
4.088736
5.763011
Politique
monétaire
0.000000
0.023675
0.077200
0.076789
0.055401
0.041749
0.113778
0.614709
1.505199
2.711777
4.168607
Les résultats de la décomposition de la variance des prix montrent qu’à court terme, la
variance des prix est causée par les chocs de demande monétaire. À long terme, la
dominance de ces chocs persiste, avec toutefois un accroissement de la part de cette
variance expliquée par les chocs d’offre réelle (7%). Ces résultats sont en accord avec
les fonctions de réponse de l’IPC, à l’exception que ces dernières montrent,
conformément au modèle Mundell-Fleming-Dornbusch, une sensibilité des prix aux
chocs de demande réelle étrangère. De même, ils rejoignent ceux des économistes du
FMI (2007 f). Par conséquent, la réalisation de l’objectif final de maîtrise de l’inflation
peut être affectée par ces chocs. En vue de préserver sa crédibilité, la BCT doit tenir
compte du pouvoir déstabilisateur de ces chocs sur la cible finale de sa politique
monétaire, à savoir : les prix.
Nos résultats sont différents de ceux de Boughrara (2003). L’auteur trouve qu’en
Tunisie, l’offre de monnaie explique 15% de la variance des prix, tandis que nous
concluons que cette variance n’est pas générée par les chocs d’offre monétaire. Par
ailleurs, la réponse contradictoire des prix au choc restrictif d’offre monétaire soulève
l’implication suivante : en Tunisie, le canal monétaire M2 n’est pas suffisamment
efficace dans la transmission des changements de la politique monétaire aux prix. Dans
ce sens, la relation monétariste entre l’offre de monnaie et les prix est quasi-rompue.
273
En théorie, l’affaiblissement de la relation entre l’offre de monnaie et les prix est
attribué à deux facteurs : la maîtrise de l’inflation à des niveaux faibles et la
libéralisation financière. Ces deux états de faits réunis semblent expliquer la quasi-
rupture entre l’ancrage monétaire M2 et les prix dans le cadre de la politique monétaire
en Tunisie.
Au cours de la dernière décennie, en raison de la maîtrise de l’inflation à des niveaux
bas (l’inflation moyenne est autour des 3% entre 2000 et 2006), la relation entre les
agrégats monétaires et les prix s’est estompée et est devenue instable. Les agrégats
monétaires perdent de leur pouvoir informationnel et deviennent des indicateurs
inefficaces de la politique monétaire231.
Avec le lancement du Plan d’ajustement structurel en 1986, la libéralisation financière
de l’économie tunisienne et son intégration dans les marchés internationaux des
231 C’est une des raisons qui a incité certains pays développés à abandonner le régime d’ancrage
monétaire et à engager la transition vers un régime d’ancrage ferme de l’inflation. À titre d’exemple, la
Suisse a abandonné l’ancrage monétaire pour le régime de ciblage implicite de la stabilité des prix en
2000. L’Afrique du Sud a réalisé le passage de l’ancrage monétaire à la politique de ciblage ferme de
l’inflation en 1997.
274
capitaux se sont progressivement confirmées. Dés lors, les changements du système
financier sont à l’origine de la modification des propriétés des agrégats monétaires.
Dans le cas où le SVAR contraint inclut la base monétaire en tant que cible
opérationnelle, nos résultats se rapprochent de ceux de Boughrara (2002 a) : les chocs
d’offre monétaire causent 8% de la variance des prix (annexe 17). Par ailleurs, en dépit
du sens contraire de la réponse des prix au choc d’offre monétaire, l’ampleur de cette
réponse est plus forte que dans le cas où le TMM est intégré dans le modèle (annexe 15
et figure 5). Par conséquent, lorsque nous tenons compte de la base monétaire, le lien
monétariste s’améliore.
Les chocs de change et de politique monétaire n’engendrent pas de réactions
significatives des prix. L’étude des chocs affectant l’économie tunisienne montre qu’il
n’existe pas d’évidence empirique d’une sensibilité significative des prix aux
mouvements du taux de change nominal. Les prix ne réagissent pas aux chocs de
change et les chocs de change ne contribuent pas à l’explication de la variance des prix.
Il en découle que d’une part, le taux de change nominal n’a pas de pouvoir de
transmission aux prix. Donc, en se référant à l’approche d’Edwards (2006), le taux de
change nominal ne représente pas un outil d’ajustement des effets inflationnistes des
chocs. D’autre part, la poursuite de l’objectif final de maîtrise de l’inflation par les
autorités monétaires tunisiennes n’est pas exposée aux effets perturbateurs des chocs de
change. En outre, la possibilité éventuelle du passage au régime de ciblage de l’inflation
n’est pas entravée par les effets possibles de ces chocs.
275
4) La cible intermédiaire M2
Décomposition de la Variance de la masse monétaire M2 en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle Demande
0.264461
1.185569
7.393329
13.32638
11.69748
11.09960
10.72897
10.68149
11.05641
11.33331
11.38430
réelle
0.042901
0.034864
0.060789
0.110821
0.753662
1.756926
2.624571
3.407546
3.468046
3.237607
2.922108
Demande
monétaire
3.909415
6.970100
7.547819
10.90174
16.12543
18.94784
20.22287
20.49774
19.49141
18.17087
16.92532
Offre
monétaire
95.78322
88.62191
81.21169
72.47459
68.82929
63.65432
57.96627
47.15207
37.94300
30.40875
24.44648
Change
0.000000
0.039364
0.030803
0.112278
0.105685
0.644224
1.041769
1.297109
1.113368
0.858654
0.664250
Politique
monétaire
0.000000
3.148188
3.755571
3.074188
2.488445
3.897088
7.415542
16.96405
26.92776
35.99081
43.65754
À court terme, la variance de la cible monétaire M2 est essentiellement expliquée par
les chocs d’offre monétaire. Par contre, à long terme, ce sont les chocs de politique
monétaire qui sont à l’origine de la part dominante de cette variance. Aussi, les chocs de
demande monétaire et d’offre réelle prennent de l’importance dans l’explication de cette
variance (17% et 11%). Une relation de causalité réciproque et significative entre la
production réelle et la cible monétaire M2 a été illustrée par les fonctions de réponse,
ainsi que par le test de causalité de Granger (annexe 5). Le ciblage intermédiaire officiel
de l’agrégat monétaire M2 est donc vulnérable aux chocs d’offre monétaire, aux chocs
de politique monétaire, aux chocs d’offre réelle et aux chocs de demande monétaire.
Ces chocs constituent une menace à la pratique de l’ancrage monétaire en Tunisie, dans
la mesure où ils peuvent troubler l’accomplissement des prévisions et engendrer des
dérapages monétaires par rapport à la cible.
Les chocs de change ne causent pas la variance de M2. En outre, la réponse de M2 au
choc de change est minime (figure 5). Dés lors, les volatilités du taux de change
nominal ne représentent pas des sources de perturbation du ciblage intermédiaire de la
masse monétaire.
La contribution des chocs de demande monétaire dans l’explication de la variance de la
cible monétaire M2 est soutenue par les fonctions de réponse (figure 4). Certes, nous
avons mis en évidence la rupture entre l’offre monétaire et les prix. Toutefois, nos
résultats prônent en faveur de l’existence d’une réponse inverse et significative de M2
276
en cas de chocs de demande monétaire, sources majeures des variations des prix. Par
conséquent, il semblerait que les autorités monétaires ajustent la masse monétaire M2
en vue d’amortir les effets déstabilisateurs des chocs sur les prix. Ce résultat confirme
que l’offre de monnaie est essentiellement déterminée par le niveau des prix.
Les chocs de politique monétaire via les changements du TMM expliquent une part
substantielle de la variance de la cible monétaire. Ce résultat met en évidence une
contrôlabilité de la cible intermédiaire M2 par les autorités monétaires. En outre, il
confirme d’une part, la réponse profonde, significative et conforme aux hypothèses
théoriques de la cible monétaire M2 aux mouvements non anticipés du taux d’intérêt à
court terme (figure 5), et d’autre part, la relation de causalité de M2 par le TMM
soulignée par le test de Granger (annexe 5).
Lorsque la base monétaire remplace le TMM, les chocs de politique monétaire à travers
les variations de la base monétaire ne contribuent pas à l’explication de la variance de la
masse monétaire M2 (annexe 17). L’absence de sensibilité de l’agrégat monétaire aux
chocs de base monétaire est également mise en évidence par les fonctions de réponse
(annexe15). Dés lors; il apparaît sur le plan empirique que la cible M2 n’est pas
277
contrôlable par la base monétaire. Ce résultat diverge de ceux de Boughrara (2002 a).
L’auteur conclut qu’en Tunisie, les mouvements de croissance de la base monétaire sont
à l’origine de 70% de la variation de la croissance de l’agrégat M2. De même,
Boughrara (2003) note que 20% de la variance de l’offre monétaire est due aux chocs de
base monétaire.
5) Le taux de change nominal TND/USD
Décomposition de la Variance du taux de change nominal TND/USD en niveau
Période
Mensuelle
Offre
réelle
Demande
réelle
Demande
monétaire
Offre
monétaire
Change
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
0.115062
0.191840
0.388553
0.711630
1.943413
3.590761
5.129841
7.093089
8.111212
8.629579
8.856344
0.062474
0.234935
0.376843
0.323369
0.264602
0.606961
1.213235
2.182386
2.699867
2.954077
3.066372
1.700908
1.746710
2.041466
2.217194
2.427691
2.919380
3.157833
3.568190
4.057654
4.617720
5.221895
0.000000
0.055422
0.043831
0.158630
0.161387
0.149983
0.141718
0.123093
0.123710
0.152206
0.207739
98.12156
97.64464
96.36849
94.79935
92.26335
89.69207
87.40868
84.02570
81.56458
79.51938
77.70311
Politique
monétaire
0.000000
0.126454
0.780817
1.789826
2.939557
3.040841
2.948693
3.007538
3.442977
4.127037
4.944541
Quel que soit l’horizon temporel, les chocs de change expliquent la majorité de la
variance du taux de change nominal. À long terme, les chocs d’offre réelle contribuent
légèrement à cette variance (9%). Ces résultats concordent avec ceux des fonctions de
réponse (figure 4).
Les chocs de politique monétaire (mouvements du TMM) n’engendrent qu’une part
dérisoire de la variance du taux de change nominal. Par conséquent, cette relation n’est
pas suffisamment forte pour affirmer l’existence d’une relation de contrôlabilité du taux
de change nominal par le TMM. Par ailleurs, le taux de change nominal n’est pas
contrôlable par la base monétaire. D’où, en Tunisie, le taux de change nominal n’est pas
un canal actif dans le cadre du processus de transmission de la politique monétaire. Il
n’existe donc pas de mécanisme de transmission de la politique monétaire reposant sur
un premier brin allant des cibles opérationnelles (base monétaire ou TMM) vers le taux
de change nominal.
278
Le taux de change nominal ne favorise pas la pratique de la règle du TCERC. Il ne
réagit pas aux effets perturbateurs des chocs de demande réelle étrangère et d’offre
monétaire, sources principales des fluctuations de la compétitivité. Il ne contribue donc
pas à l’ajustement de ces effets dans le but de ramener le taux de change effectif réel à
son niveau initial et de préserver la compétitivité de l’économie tunisienne. Par contre,
les chocs de change ont un effet perturbateur sur la compétitivité.
Les fluctuations du taux de change nominal ne sont pas en mesure de perturber
l’ancrage monétaire intermédiaire et la réalisation de l’objectif de maîtrise de l’inflation.
Le taux de change nominal n’agit pas en tant qu’instrument d’absorption des effets des
chocs affectant les différentes variables de la politique monétaire. Il répond
principalement à son propre choc et ne fluctue pas dans le but de contrecarrer les effets
indésirables des autres chocs sur les différents ancrages et cibles de la politique
monétaire.
279
En Tunisie, il n’existe pas d’évidence du pouvoir de transmission du taux de change
nominal aux prix. En premier lieu, les chocs de change n’ont pas d’effets significatifs
sur les prix. En deuxième lieu, les prix sont largement affectés par les chocs de demande
monétaire. Or, d’une part, aucune réponse significative du taux de change nominal à ces
chocs n’est décelée. D’autre part, il n’y a pas d’impact indirect significatif du taux de
change nominal sur le taux de change réel suite à ces chocs. Par conséquent, le taux de
change nominal n’est pas un instrument efficace d’ajustement des effets des chocs sur
les prix.
Certes, le taux de change nominal n’est pas réactif aux chocs monétaires de demande et
d’offre, causes respectives des perturbations des prix et de la cible monétaire M2.
Néanmoins, en dépit de la part restreinte des variances des prix et de M2 attribuées aux
chocs d’offre réelle, le taux de change nominal varie en réponse à ces chocs. D’où, il
apparaît que le taux de change nominal contribue modestement à l’amortissement des
effets réduits des chocs d’offre réelle sur les prix et la cible monétaire M2. En
particulier, il est important de souligner que la réponse du taux de change nominal au
choc négatif d’offre réelle œuvre dans le sens d’un ajustement de la nouvelle déflation
(figure 4).
En Tunisie, le taux de change nominal n’est pas considéré comme un outil d’absorption
des effets des chocs affectant les prix, la cible monétaire intermédiaire et l’ancrage de la
compétitivité. L’absence d’une contribution significative du taux de change nominal
dans l’amortissement des effets des chocs nous amène à mettre en évidence l’ancrage
modéré du taux de change nominal reflétant «la peur du flottement»232. Dans ce sens, la
«peur du flottement», a incité la BCT à alléger la pression sur le taux de change nominal
et à limiter ses mouvements excessifs. C’est pourquoi, dans un cadre d’ancrage souple
232 L’ancrage modéré du taux de change nominal implique que le taux de change n’est pas en mesure
d’agir librement et pleinement en tant qu’instrument d’absorption des effets des chocs exogènes
asymétriques. En se référant à la théorie des Zones Monétaires Optimales (ZMO), initiée par Mundell
(1961), le taux de change doit être substitué par d’autres mécanismes d’ajustement des effets des chocs.
Trois mécanismes sont proposés:
1) La mobilité du travail : elle permettrait au capital humain de quitter les zones touchées par la récession
dans le but de demander l’emploi dans les régions qui bénéficient d’une expansion économique.
2) La flexibilité des prix et des salaires : il s’agit d’une condition pré-requise pour l’ajustement des
variations de l’offre et de la demande sur les marchés des biens et du travail.
3) Les transferts des ressources : ces transferts sont au profit des régions affectées par les chocs afin de les
aider à redresser leurs économies.
280
et modéré, la règle du taux de change effectif réel constant a été assouplie en vue de
tolérer la contribution du taux de change réel dans l’absorption des effets des chocs.
En raison du poids de la «peur du flottement», les autorités monétaires tunisiennes
semblent privilégier l’objectif de la gestion de la dette extérieure au détriment des
objectifs primordiaux de maîtrise de l’inflation et de maintien de la compétitivité. Cette
ligne d’action s’explique par le niveau d’endettement élevé de l’économie tunisienne233.
233 Rappelons que le ratio d’endettement extérieur par rapport au PIB de la Tunisie est remarquablement
lourd (il a atteint 67,9% en 2005 et il a été réduit à 55,6% en 2007, voit tableau 15). Cependant, les
autorités monétaires ont l’intention d’allouer une partie conséquente des recettes importantes des
privatisations de 2006 à l’allégement de la dette extérieure. Ainsi, selon les autorités, le ratio
d’endettement sera ramené à 50% du PIB en 2011. Par ailleurs, les réserves de change s’accroîtront de 3
¾ mois d’importations en 2005 à 5 ½ mois en 2011 (FMI 2006 c).
281
6) Les cibles opérationnelles : TMM et base monétaire
Décomposition de la Variance du TMM en niveau
Période
Mensuelle
Offre réelle
Demande
réelle
Demande
monétaire
Offre
monétaire
Change
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
0.000287
0.018614
0.434092
0.512256
1.434471
3.109865
4.190705
5.124412
5.269946
5.101353
4.817068
0.000885
0.452334
0.292659
0.281768
0.270296
0.214285
0.173455
0.139117
0.129247
0.121949
0.114349
0.004250
0.474108
0.306081
0.250789
0.372084
0.420237
0.439914
0.546768
0.772655
1.096559
1.497358
0.497778
0.371815
0.525196
0.682612
0.990062
1.680661
2.269166
3.156430
3.885287
4.536325
5.121852
0.345108
0.541024
0.681350
0.615678
0.424682
0.402547
0.581915
1.100929
1.634310
2.177440
2.760932
Politique
monétaire
99.15169
98.14211
97.76062
97.65690
96.50840
94.17240
92.34484
89.93234
88.30855
86.96637
85.68844
La variance du TMM est expliquée par les chocs de politique monétaire. Les chocs de
change engendrent une part dérisoire de cette variance. Le taux d’intérêt à court terme
ne réagit pas aux fluctuations non anticipées du taux de change nominal en vue de
préserver la stabilité des prix. Il ne constitue donc pas un instrument d’ajustement des
effets des chocs de change sur les prix. Par conséquent, la relation tridimensionnelle
«taux de change nominal - prix - taux d’intérêt» n’est pas mise en évidence en cas de
chocs de change.
La variance de la base monétaire est due principalement aux chocs de politique
monétaire, mais aussi aux chocs d’offre monétaire à raison de 30% (annexe 17). Cette
relation inverse de causalité de la base monétaire par la cible M2 confirme le test de
Granger (annexe 5).
Il n’existe pas d’évidence empirique robuste d’une relation de causalité et de
contrôlabilité de la cible monétaire M2 ou du taux de change nominal par la base
monétaire au titre de cible opérationnelle. Non seulement l’agrégat monétaire M2 et le
taux de change nominal ne répondent pas aux chocs de politique monétaire traduits par
les changements de la base monétaire, mais aussi les chocs de base monétaire
n’expliquent pas les variances de la masse monétaire M2 et du taux de change nominal.
Par conséquent, la base monétaire ne joue pas le rôle de la cible opérationnelle de la
politique monétaire en Tunisie. Pourtant, depuis 2006, la BCT a annoncé que la base
monétaire représente la cible opérationnelle officielle de la politique monétaire.
282
283
Dans le cadre du mécanisme de transmission de la politique monétaire en Tunisie, le
taux d’intérêt à court terme semble être la véritable cible opérationnelle qui reflète le
mieux les changements de la politique monétaire. En outre, ce mécanisme repose sur le
lien entre le taux d’intérêt à court terme et le canal de l’offre monétaire M2. Les
résultats des fonctions de réponse et des décompositions des variances mettent en
exergue la contrôlabilité de la cible monétaire M2 par le taux d’intérêt à court terme,
soulignée au sens de Granger (annexe 5). En effet, l’ancrage monétaire M2 réagit
sensiblement au choc de politique monétaire, via les changements non anticipés du
TMM et la variance de la cible monétaire M2 est dominée par les chocs de taux
d’intérêt.
L’identification empirique des canaux du processus de transmission de la politique
monétaire en Tunisie est quelque peu controversée. D’une part, la BCT n’octroi pas au
TMM un rôle actif dans la lutte ainsi que dans la prévention contre l’instabilité des prix.
Il en découle que le TMM représente plutôt une variable d’ancrage, réservée à la
réalisation de l’objectif de stabilité financière.
D’autre part, certes, au niveau intermédiaire, la quasi-rupture de la relation monétariste
entre l’offre de la monnaie et les prix en Tunisie est soutenue lorsque la cible
opérationnelle de la politique monétaire est le taux d’intérêt à court terme. Cependant,
malgré l’absence de contrôlabilité de l’agrégat monétaire M2 par la base monétaire,
paradoxalement, le lien monétariste semble se renforcer lorsque la base monétaire est
incluse au titre de cible opérationnelle.
284
Depuis le lancement de l’euro, le régime de change de facto de la Tunisie est qualifié
d’ancrage implicite administré à l’euro (Marouani et al., 2000). Ce choix de régime de
change officieux reflète le poids dominant de la monnaie européenne dans le panier
monétaire du rattachement du taux de change nominal, pratiqué jusqu’à fin 2004. Cette
dominance est liée à la prépondérance du poids des échanges extérieurs de la Tunisie
avec l’UE234. En dépit de notre réticence d’utiliser des données sur l’euro couvrant une
période antérieure à 1999, il nous semble incontournable de suivre la même
méthodologie empirique pour la Tunisie en intégrant non pas le taux de change nominal
par rapport au USD, mais par rapport à l’euro. Nous espérons que nos résultats ne seront
pas totalement invalidés.
Par ailleurs, certes, comparé au taux de change nominal TND/USD, le taux de change
nominal TND/euro varie peu. Il est donc légitime de penser qu’il est impertinent
d’étudier l’impact des mouvements simulés d’une variable stable sur les différents
ancrages et cibles de la politique monétaire. Toutefois, rappelons que dans le cadre de la
transition progressive des autorités monétaires tunisiennes vers le flottement pur de la
monnaie domestique, la flexibilité du taux de change nominal par rapport à l’euro
s’accroît. En outre, compte tenu de l’importance de l’UE en tant que partenaire
commercial de la Tunisie, il est présumé que les effets des chocs asymétriques affectant
la Tunisie et l’UE sont plus dévastateurs pour l’économie tunisienne que ceux qui
heurtent la Tunisie et les États-Unis. D’où le besoin de l’ajustement par le taux de
change nominal par rapport à l’euro.
234 Rappelons que d’une part, la Commission européenne (2003) estime le poids de l’euro dans le panier
monétaire de la Tunisie entre 68% et 70%. D’autre part, en 2006, le commerce extérieur de la Tunisie
avec l’UE représente 77% de ses échanges commerciaux totaux (Banque Centrale de Tunisie, 2007 b).
285
1.3.6. Cas du modèle de la Tunisie intégrant le taux de change nominal TND/euro
Figure 6. Taux de change nominal TND/euro et ses variantes
2.0
1.8
1.6
1.4
1.2
1.0
0.8
0.6
0.4
.8
.6
.4
.2
.0
-.2
-.4
-.6
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
La
variable
NEREURO
représente le taux de change
nominal TND/euro. Ce
taux
exprime les unités d’euros pour
une seule unité de TND. La
figure 6 expose également les
transformations en LOG et en
différence première. Le taux de
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
change nominal TND/euro a été
NEREURO
obtenu par le simple calcul d’un
taux de change croisé :
TND/euro
=
(TND/USD)/(euro/USD). Avec,
■
TND/USD est le taux de
change nominal dinar tunisien-
dollar américain moyen mensuel.
Il exprime les unités de USD
pour une unité de TND. Il
provient du CD-ROM du FMI :
«International
Financial
Statistics».
■
Euro/USD est le
taux de change nominal euro-
dollar américain. Il traduit les
unités de USD contre une unité
d’euro. De
janvier 1986 à
décembre 1998, ce taux a été
remplacé par le taux de change
286
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
LNEREURO
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
DNEREURO
DEM/USD (du CD-ROM du FMI) ajusté par le taux de conversion du DEM à l’euro
(1,95583). De janvier 1999, date du lancement de l’euro, jusqu’à la fin de la période
(2006:12), le taux de change nominal euro/USD est directement obtenu du CD-ROM du
FMI : «International Financial Statistics».
D’après les critères Akaike et FPE («final prediction error»), l’ordre approprié du VAR
intégrant le taux de change TND/euro est égal à 5mois (p = 5).
La causalité au sens de Granger entre les variables varie peu du cas intégrant le taux de
change TND/USD235. Toutefois, trois relations intéressantes apparaissent. La première
montre que le taux de change nominal TND/euro cause au sens de Granger le taux de
change effectif réel. Si ce résultat est validé empiriquement, il pourrait révéler que les
chocs de change nominal constituent une source de perturbation du taux de change
effectif réel, ancrage de la compétitivité. En outre, en se basant sur l’approche
d’Edwards (2006), l’impact indirect du taux de change nominal sur le taux de change
réel impliquerait que le taux de change nominal par rapport à l’euro contribue à
l’ajustement macroéconomique des effets des chocs, notamment sur les prix. La
deuxième indique que le taux de change nominal TND/euro est causé par la base
monétaire, alors que le taux de change nominal TND/USD est causé par le TMM. Selon
la troisième, le taux de change nominal TND/euro cause le TMM et non pas le
contraire. Dans le cas où cette dernière causalité est soutenue sur le plan empirique, elle
pourrait impliquer que le TMM répond au choc de change nominal. En d’autres termes,
le taux d’intérêt à court terme est utilisé par les autorités monétaires dans le but
d’absorber les effets inflationnistes des chocs de change.
Les tests Dikey-Fuller, de et de Phillips-Perron sont pratiqués sur les séries du VAR en
niveau. Le test de Dickey-Fuller augmentés montre que le PIB réel n’est pas
stationnaire. Les trois tests s’accordent sur la non stationnarité de la masse monétaire
M2 et du taux d’intérêt à court terme (TMM). Le taux de change TND/euro est
stationnaire, sauf d’après le test de Dickey-Fuller augmentés à 5% et 1%. Selon les
statistiques Trace et la valeur propre maximale, le test de Johannsen indique l’existence
de deux relations de cointégration entre les variables (r = 2). À l’image du modèle avec
235 Voir annexe 19.
287
le taux de change nominal TND/USD, le modèle estimé intégrant le taux de change
nominal TND/euro est un VAR contraint ou VECM.
La méthode empirique utilisée pour le cas intégrant le taux de change nominal
TND/euro est similaire à celle du cas tenant compte du taux de change nominal
TND/USD. Ainsi, l’estimation du SVECM repose sur deux étapes : l’intégration de
l’espace cointégrant en vue de l’assimilation des contraintes de long terme et
l’imposition des restrictions de court terme par une approche semi-structurelle.
Espace cointégrant
RPIBTUN
0.000000
(0.00000)
0.000000
(0.00000)
REERTUN
0.000000
(0.00000)
0.000000
(0.00000)
CPITUN
1.566424
(0.18392)
1.000000
(0.00000)
M2TUN
0.000000
(0.00000)
-0.190968
(0.05434)
NEREURO
1.000000
(0.00000)
0.000000
(0.00000)
TMMTUN
0.035284
(0.02456)
0.018501
(0.01694)
Note : Les valeurs entre parenthèse représentent les écarts-types.
Cet espace cointégrant tient compte de la faible exogéneïté de M2 et du TMM236. Les
deux relations de cointégration peuvent être interprétées comme suit :
NEREURO = - 1.5664 CPITUN - 0.0353 TMMTUN
CPITUN = 0.1909 M2TUN - 0.0185 TMMTUN
La première relation de cointégration pourrait être interprétée comme une relation
combinée inspirée de la parité du pouvoir d’achat (PPA) et de la parité des taux d’intérêt
(PTT). En accord avec la PPA, la monnaie tunisienne se déprécie en cas de pression
inflationniste. Cependant, le sens de la réponse du taux de change nominal au taux
d’intérêt à court terme est contraire aux prédictions théoriques. En se référant à la parité
des taux d’intérêt, la monnaie domestique devrait s’apprécier suit à la hausse du TMM
domestique237. Ce mécanisme obéit à la forte demande en monnaie domestique pour des
fins de spéculation. Or rappelons qu’en Tunisie, ce mécanisme peut être entravé dans la
mesure où les mouvements libres des capitaux ne sont pas encore tolérés.
236 Les tests de faible exogéneïté ont été réalisés.
237 Évidemment, la hausse du taux d’intérêt domestique est relative au taux d’intérêt étranger.
288
La relation négative entre le TMM et le taux de change nominal peut s’expliquer par les
anticipations déflationnistes de la BCT. En effet, la hausse du TMM implique des
conditions monétaires restrictives et donc la baisse des prix. En se basant sur ces
anticipations déflationnistes et compte tenu du régime de flottement géré du taux de
change pratiqué par la BCT, dans le but de stimuler les exportations (rappelons que la
compétitivité de l’industrie tunisienne est un objectif majeur en Tunisie), les autorités
monétaires peuvent être tentées de déprécier le dinar tunisien. De plus, cette orientation
permet d’absorber la déflation et de ramener les prix à leur niveau initial. Néanmoins,
étant donné que ce mécanisme est fondé sur des anticipations déflationnistes en réponse
aux conditions monétaires restrictives, il est tributaire d’une transmission certaine et
effective du choc de politique monétaire aux prix.
La deuxième relation de cointégration exprime une relation quantitative monétariste.
Conformément à la littérature existante, une orientation expansionniste de la politique
monétaire résulte en une inflation.
L’espace cointégrant défini étant intégré dans la matrice des restrictions à long terme de
la forme structurelle du VAR contraint C(L), il nous reste donc à définir la matrice des
coefficients à court terme du SVAR contraint par l’imposition des contraintes de court
terme.
289
Imposition des contraintes de court terme
À l’image du cas du SVECM intégrant le taux de change nominal TND/USD,
l’estimation du SVECM incluant le taux de change nominal TND/euro repose sur la
méthode d’identification semi-structurelle de Choleski couplée avec l’approche
d’identification de Bernanke et Mihov (1995).
Le VAR standard de forme réduite Xt est un vecteur des six variables suivantes : le
logarithme du PIB réel (RPIBTUN), le logarithme du taux de change effectif réel
(REERTUN), le logarithme du niveau des prix (CPITUN), le logarithme de l’agrégat
monétaire M2 (M2TUN), le logarithme du taux de change nominal TND/euro
(NEREURO) et le taux d’intérêt à court terme (TMMTUN). Le système répond aux
chocs structurels εt
MP. Ces chocs représentent
NER et εt
REER, εt
RPIB, εt
CPI, εt
MS, εt
respectivement : les chocs d’offre réelle, les chocs de demande réelle extérieure, les
chocs de demande monétaire, les chocs d’offre de monnaie, les chocs de change et les
TMM sont les résidus
REER, et
chocs de politique monétaire. et
NER et et
RPIB, et
CPI, et
M2, et
de la forme réduite.
En se référant aux travaux de Giannini et al. (1995), de Sims et Zha (1998), de Kim et
Roubini (2000) et de Goux (2003), nous imposons des restrictions de court terme
supplémentaires sur les paramètres estimés et statistiquement non significatifs obtenus
par la décomposition de Choleski.
Les restrictions additionnelles de court terme imposées sur le taux de change effectif
réel, le taux d’intérêt à court terme et la cible monétaire M2 sont proches de celles du
cas où le taux de change nominal est considéré par rapport au USD. Ainsi, a21 = a41 =
a42 = a61 = a62 = a63 = 0. Aussi, nous retenons la nullité de a54, inspirée de la pensée
Keynésienne. Toutefois, nous ne supposons pas l’absence d’impact contemporain du
choc d’offre réelle sur le taux de change nominal TND/euro. D’où, a51 n’est pas nul. En
fait, d’une part ce cœfficient est statistiquement significatif, d’autre part, une réactivité
tempérée du taux de change nominal TND/USD au choc d’offre réelle a été notée suite
à l’estimation du SVECM précédent.
290
Le schéma d’identification sur-identifié, fondé sur la relation entre les chocs structurels
et les perturbations de la forme réduite (B εt = A0 et), devient :
b11 0 0 0 0 0 εt
0 b22 0 0 0 0 εt
0 0 b33 0 0 0 εt
0 0 0 b44 0 0 εt
0 0 0 0 b55 0 εt
0 0 0 0 0 b66 εt
RPIB 1 0 0 0 0 0 et
REER 0 1 0 0 0 0 et
CPI a31 a32 1 0 0 0 et
MS = 0 0 a43 1 0 0 et
NER a51 a52 a53 0 1 0 et
MP 0 0 0 a64 a65 1 et
RPIB
REER
CPI
M2
NER
TMM
Les estimés des matrices A0 et B sont résumés dans le tableau 18.
Tableau 18. Coefficients contemporains du modèle structurel de la Tunisie
intégrant le taux de change nominal TND/euro
Parameter
A(3,1)
A(5,1)
A(3,2)
A(5,2)
A(4,3)
A(5,3)
A(6,4)
A(6,5)
B(1,1)
B(2,2)
B(3,3)
B(4,4)
B(5,5)
B(6,6)
Coefficient Std.Error
0.004382
0.018995
0.018013
-0.051169
0.023729
-0.032335
0.094009
-0.625197
0.301041
-1.384475
0.266578
0.696580
0.886374
-0.395309
0.967728
0.695360
0.002636
0.055165
0.000487
0.010187
0.000171
0.003577
0.000797
0.016671
0.000674
0.014112
0.010926
0.228671
T-value
4.334858
-2.840718
-1.362670
-6.650423
-4.598954
2.613049
-0.445985
0.718549
20.92845
20.92845
20.92845
20.92845
20.92845
20.92845
Sign. Level
0.0000
0.0045
0.1730
0.0000
0.0000
0.0090
0.6556
0.4724
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
Les effets structurels contemporains des chocs sur les différentes variables du modèle
tunisien intégrant le taux de change nominal TND/euro, émanant de l’identification
théorique, peuvent être interprétés comme suit :
Conformément aux hypothèses du modèle Mundell-Fleming-Dornbusch, tout comme
dans le cas intégrant le taux de change nominal TND/USD, les prix baissent en réponse
à un choc positif d’offre réelle et augmentent en réponse à un choc positif de demande
291
réelle étrangère. Aussi, le taux de change TND/euro s’apprécie en cas de choc positif de
demande réelle étrangère. Cependant, cette appréciation est de forte ampleur comparée
à celle du taux de change TND/USD. De même, le taux de change TND/euro, ne se
déprécie pas dans le but de contrecarrer l’appréciation du taux de change réel effectif
provoquée par ce choc.
À l’image du taux de change nominal TND/USD, le taux de change nominal TND/euro
répond au choc de baisse de la demande monétaire (hausse non anticipée des prix) par
une dépréciation, source d’inflation. Dés lors, il semblerait que le taux de change
nominal par rapport à l’euro ne représente pas un instrument efficace d’ajustement des
effets inflationnistes des chocs.
Un choc positif d’offre réelle entraîne une appréciation immédiate du taux de change
nominal TND/euro. Cette réponse est contraire aux anticipations théoriques du modèle
Mundell-Fleming-Dornbusch. Ce résultat contre-intuitif peut être dû à l’ancrage de
facto du dinar tunisien par rapport à l’euro.
L’accroissement contradictoire de la masse monétaire M2 en réponse à un choc positif
de demande monétaire (hausse des prix) est plus accentué lorsque le taux de change
nominal est considéré par rapport à l’euro.
Certes, l’augmentation du TMM causée par un choc expansionniste d’offre monétaire
est en accord avec les prédictions théoriques. Toutefois, ce redressement instantané à
orientation restrictive est plus atténué dans le cas où le taux de change nominal est
relatif à l’euro.
À l’opposé du cas intégrant le taux de change nominal TND/USD où l’on note une
réponse contre-intuitive du TMM au choc de change, lorsque le taux de change nominal
TND/euro remplace le taux de change TND/USD dans le SVECM, conformément aux
attentes théoriques, un choc positif de change (appréciation nominal du TND/euro)
résulte en une baisse du taux d’intérêt à court terme.
292
La sur-identification du système par l’imposition des restrictions supplémentaires est
validée par le test LR. La valeur du ratio de vraisemblance χ2 à 7 degrés de liberté est
acceptée à une probabilité de 0.6906.
Les résultats de l’estimation du SVECM intégrant le taux de change nominal TND/euro
sont interprétés sur la base des fonctions de réponse et de la décomposition des
variances des variables238. Dans le cadre de cette analyse, nous mettons l’accent sur les
changements dus à la substitution du taux de change nominal par rapport au USD par le
taux de change nominal relatif à l’euro.
■ Le taux de change effectif réel :
La décomposition de la variance du taux de change effectif réel obtenue de l’estimation
du SVECM intégrant le taux de change nominal par rapport à l’euro souligne la
vulnérabilité de l’ancrage de la compétitivité aux chocs de change. En outre, la part de
la variance du taux de change effectif réel due aux chocs de change s’accentue lorsque
le taux de change nominal est considéré par rapport à l’euro plutôt que relativement au
USD239. L’accroissement de l’exposition de l’ancrage de la compétitivité aux chocs de
change dans le cas intégrant le taux de change nominal TND/euro met en évidence
l’importance du poids de l’euro par rapport au USD dans le panier monétaire servant de
base de calcul du taux de change effectif réel. Cette importance reflète la densité des
échanges commerciaux de la Tunisie avec l’UE240.
238 Les fonctions de réponse et les décompositions des variances du SVECM en niveau intégrant le taux
de change nominal TND/euro sont respectivement aux annexes 20 et 21.
239 Cette part passe de 18.65% à 22.27% (voir annexe 21).
240 La Commission européenne (2003) estime les pondérations de l’euro et du USD dans le panier
monétaire à respectivement entre 68 et 70%, et entre 30 et 32%. Par ailleurs, en 2006, le commerce
extérieur de la Tunisie avec l’UE représente 77% des échanges commerciaux totaux (Banque Centrale de
Tunisie, 2007 b).
293
■ Le niveau des prix :
Lorsque le taux de change nominal est considéré par rapport à l’euro, les prix
augmentent en réponse à un choc de baisse de la demande réelle étrangère. Cette
réaction est non seulement contraire aux prédictions théoriques du modèle Mundell-
Fleming-Dornbusch, mais aussi divergente de la réponse conventionnelle des prix du
cas intégrant le taux de change nominal TND/USD.
Dans le cas intégrant le taux de change nominal TND/euro, les chocs de demande
monétaire demeurent la source principale de la variance des prix. Cependant, la
contribution des chocs réels d’offre et de demande s’amplifie. En particulier, les chocs
de demande réelle étrangère prennent de l’importance dans l’explication de la variance
des prix.
L’introduction du taux de change nominal TND/euro dans le SVECM ne modifie pas
l’absence de sensibilité des prix aux mouvements du taux de change. Dans ce sens, les
prix ne sont pas réactifs aux chocs de change. Aussi, la relation monétariste entre l’offre
de monnaie et les prix est rompue.
■ La cible intermédiaire M2 :
Le pouvoir explicatif de la variance de l’agrégat M2 par les chocs d’offre monétaire est
légèrement renforcé lorsque le taux de change nominal est considéré par rapport à
l’euro. Par ailleurs, la contrôlabilité de la cible monétaire par le TMM met en évidence
l’existence du premier brin du mécanisme de transmission de la politique monétaire
allant du taux d’intérêt à court terme au canal offre monétaire.
294
■ Le taux de change nominal unilatéral TND/euro :
Contrairement à l’impact d’un choc négatif d’offre réelle sur le taux de change nominal
TND/USD, l’effet d’un tel choc sur le taux de change nominal TND/euro est non
seulement en accord avec les hypothèses théoriques, mais aussi statistiquement
significatif. En effet, une baisse non anticipée de la production réelle entraîne une
appréciation nominale de la monnaie domestique par rapport à l’euro. En outre,
l’explication de la variance du taux de change nominal par les chocs d’offre réelle
s’accroît dans le cas où le taux de change nominal est considéré par rapport à l’euro.
La réactivité du taux de change nominal TND/euro aux variations non anticipées de la
production réelle montre que contrairement au taux de change nominal TND/USD, le
taux de change nominal TND/euro est un instrument d’amortissement des effets des
chocs d’offre réelle. Là encore, le poids des échanges commerciaux avec l’UE est mis
en exergue. À titre d’exemple, en réponse à un excès de production réelle, le taux de
change nominal TND/ euro s’ajuste en se dépréciant dans le but d’influencer la
compétitivité de la Tunisie par rapport à l’UE et de stimuler l’exportation.
À l’image du taux de change nominal TND/USD, le taux de change nominal TND/euro
n’agit pas en tant qu’instrument d’ajustement des effets des chocs de demande réelle
étrangère et des chocs de demande monétaire, sources principales de perturbation de
l’ancrage de la compétitivité et des prix. En revanche, comparé au taux de change
nominal TND/USD, le taux de change nominal TND/euro répond sensiblement aux
chocs d’offre réelle et monétaire. Or, ces chocs contribuent modérément dans les
variances du taux de change effectif réel (ancrage de la compétitivité), de la cible
monétaire M2 et des prix (annexe 21). En outre, ces contributions s’amplifient lorsque
le taux de change nominal est relatif à l’euro. Dés lors, certes, le rôle du taux de change
nominal TND/euro en tant qu’outil d’absorption des effets déstabilisateurs des chocs
d’offre réelle et monétaire sur les ancrages et les cibles de la politique monétaire reste
limité. Toutefois, ce rôle est plus important que dans le cas où le taux de change
nominal est considéré par rapport au USD. Par conséquent, le taux de change nominal
TND/euro permet de préserver davantage les objectifs de stabilité des prix et de
maintien de la compétitivité, poursuivis par la BCT.
295
Un choc de politique monétaire restrictive (hausse du TMM) résulte en une dépréciation
du taux de change nominal TND/euro, tandis qu’il cause une appréciation du taux de
change nominal TND/USD. Certes, la réponse du taux de change nominal TND/euro
diverge des prédictions théoriques fondées sur les mécanismes de spéculation des
marchés (Parité des taux d’intérêt). Toutefois, cette réaction obéit à la volonté des
autorités monétaires de favoriser la compétitivité en profitant des conditions monétaires
restrictives avantageuses241.
Par ailleurs, ce résultat met en évidence l’absence de contrôlabilité du taux de change
nominal TND/euro par le TMM. Par conséquent, le canal taux de change nominal
TND/euro n’est pas en mesure de transmettre les changements de la politique
monétaire.
■ Le taux d’intérêt à court terme (TMM) :
En accord avec la théorie (réaction des marchés et Parité des taux d’intérêt), le TMM
augmente en réponse à un choc de dépréciation de la monnaie domestique par rapport à
l’euro. Cette action obéit également au principe de lutte préventive contre les pressions
inflationnistes attendues. Dés lors, le TMM représente un outil d’absorption des effets
inflationnistes des chocs de change contre l’euro. Cette relation tridimensionnelle est
absente en cas de choc de change par rapport au USD. D’où, l’importance de l’UE dans
le commerce extérieur de la Tunisie comparée aux États-unis est soulignée. Toutefois,
la réponse du TMM aux chocs de change est faiblement significative.
Ce résultat combiné avec la dépréciation du taux de change nominal TND/euro en
réponse au choc de politique monétaire restrictive (hausse du TMM) met en évidence le
poids de l’UE dans le commerce extérieur de la Tunisie. Cette importance conduit les
autorités monétaires à privilégier la compétitivité de l’économie tunisienne vis-à-vis de
l’UE.
241 Ce mécanisme, motivé par un objectif de compétitivité, a été décrit précédemment dans la définition
de l’espace cointégrant. Rappelons que cette dépréciation vise à booster les exportations. La déflation
anticipée par les conditions monétaires restrictives est absorbée par la pression inflationniste de la
dépréciation nominale.
296
En résumé, l’incorporation du taux de change nominal TND/euro à la place du taux de
change nominal TND/USD dans
le SVECM de
la Tunisie ne modifie pas
substantiellement nos conclusions portant sur nos grandes lignes de recherche.
● Le taux de change effectif réel, ancrage de la compétitivité, est vulnérable aux chocs
de change par rapport à l’euro.
● Les prix ne sont pas sensibles aux chocs de change (variation non anticipée du dinar
tunisien par rapport à l’euro). Dés lors, d’une part, les chocs de change ne sont pas en
mesure de perturber la réalisation de l’objectif ultime de stabilité des prix et le passage
progressif au régime monétaire de ciblage de l’inflation ne peut pas être entravé par ces
chocs. Par ailleurs, il n’existe pas d’évidence d’un pouvoir de transmission du taux de
change nominal aux prix. D’où, le taux de change nominal TND/euro n’est pas un outil
d’absorption des effets inflationnistes des chocs.
● La relation monétariste entre l’offre de monnaie et les prix est quasi-rompue.
● La cible monétaire M2 est contrôlable par le taux d’intérêt à court terme. Dés lors, le
premier brin du mécanisme de transmission de la politique monétaire allant de la cible
opérationnelle TMM au canal offre monétaire paraît fonctionnel.
● La cible intermédiaire M2 n’est pas exposée aux chocs de change (variation non
anticipée du TND/euro). Par conséquent, ces chocs ne peuvent pas déstabiliser le
ciblage intermédiaire de l’agrégat monétaire M2.
● Le canal taux de change nominal TND/euro n’est pas efficace dans la transmission
des changements de la politique monétaire via les variations du taux d’intérêt à court
terme.
● Le taux de change nominal TND/euro n’agit pas en faveur du maintien de la
compétitivité, dans la mesure où il ne s’apprécie pas afin de ramener le taux de change
effectif réel à son niveau d’ancrage constant.
● Le taux de change TND/euro n’est pas réactif aux principales sources de perturbations
du taux de change effectif réel et les prix. D’où, il ne représente pas un instrument
d’ajustement des effets des chocs sur l’ancrage de la compétitivité et les prix.
● Le taux de change nominal TND/euro joue le rôle d’outil d’amortissement modéré
des effets des chocs d’offre réelle sur l’ancrage de la compétitivité, la cible monétaire
M2 et les prix.
297
2. Partie empirique : cas de la Jordanie
2.1. Dynamiques des chocs en Jordanie
En raison de sa large ouverture et de sa petite taille, l’économie jordanienne est
vulnérable à de nombreux chocs exogènes, notamment les chocs du prix du pétrole, de
politique régionale et des fonds étrangers (aides internationales et fonds des émigrés).
En outre, marquée par des épisodes d’instabilité de la demande monétaire, l’économie
jordanienne a été affectée par des chocs endogènes. Cette instabilité est liée à
l’incertitude quant à l’utilisation du dinar jordanien dans les nouveaux territoires
palestiniens (Bhattacharya, 2003). Jbili et Kramarenko (2003) attribuent l’instabilité de
la demande de monnaie aux chocs nominaux. Ils soulignent que cette instabilité a pu
être maîtrisée grâce à l’ancrage du taux de change nominal au USD. Ainsi, l’ancrage du
taux de change nominal a permis de maîtriser l’inflation et de faire face aux chocs de
demande monétaire. Cependant, la vulnérabilité de l’économie jordanienne aux chocs
de termes d’échange s’est accrue.
Les économistes du FMI (2005 c) soulignent que le régime d’ancrage du taux de change
ne permet pas d’absorber rapidement l’impact négatif de l’élimination des quotas de
textile en 2005 dans le cadre des arrangements multi-fibre avec l’Union Européenne.
Compte tenu de la contrainte du poids de l’endettement extérieur de la Jordanie (le ratio
des dettes par rapport au PIB s’élève à 61% en 2005), les économistes du FMI (2005 c)
montrent que le plan de réduction de la dette extérieure de la Jordanie est extrêmement
vulnérable aux chocs. En particulier, les chocs de change, de taux d’intérêt, d’offre
réelle et de politique fiscale peuvent engendrer un dérapage par rapport au seuil du ratio
d’endettement, défini dans le cadre de ce plan. À ce titre, il est présumé qu’un choc de
change d’une dépréciation de 30% du dinar jordanien en termes effectifs réels
entraînerait un ratio d’endettement supérieur à 100%.
298
À l’image du travail empirique pour la Tunisie, notre travail portant sur la Jordanie est
basé sur l’estimation d’un modèle VAR incluant six variables. L’ordre d’introduction
des variables dans le VAR suit les approches d’identification de Choleski et de
Bernanke et Mihov (1995). À cet effet, d’une part, les variables sont introduites dans le
VAR selon un ordre décroissant d’exogèneïté. D’autre part, le modèle VAR est
composé de deux blocs : le bloc du haut du modèle comprenant les variables
représentant les chocs non monétaires (production réelle, taux de change effectif réel) et
le bloc du bas du modèle constitué par les variables associées aux chocs monétaires.
Ainsi, les variables sont introduites dans l’ordre suivant : la production réelle
(RPIBJOR), le taux de change réel JRD/USD (RERJOR), l’indice des prix à la
consommation (CPIJOR), l’agrégat monétaire M2 (M2JOR), le taux de change effectif
nominal (NEERJOR) et le taux du marché monétaire (TMMJOR)242.
La position du taux de change nominal dans le VAR de la Jordanie est controversée. Le
régime de change de la Jordanie est un régime conventionnel de rattachement fixe par
rapport au USD. Par conséquent, le taux de change nominal ne peut pas être une
variable endogène. Or, étant donné que d’une part, nous considérons le taux de change
nominal en termes effectifs, variable qui fluctue (voir graphique 16, chapitre 2 de la
première partie), et d’autre part, le test de faible exogèneïté montre que le taux de
change effectif nominal est une variable fortement endogène, nous avons choisi de
l’introduire à la fin du VAR précédant le taux d’intérêt à court terme.
Les données sont mensuelles et sont issues des statistiques financières internationales du
FMI (IFS). Elles sont également complétées par les statistiques publiées par la Banque
Centrale de Jordanie. La période d’étude s’étale de 1986:1 à 2006:12.
Notre système VAR répond aux chocs d’offre réelle de demande réelle étrangère (chocs
exogènes) et aux chocs de demande monétaire, d’offre monétaire, de change et de
politique monétaire (chocs endogènes).
242 Le cas où le TMM est remplacé par la base monétaire (BASEJOR) au titre de cible opérationnelle de
la politique monétaire est également traité.
299
2.2. Étude empirique
2.2.1. Sources et présentation des données
• RPIBJOR : Production réelle de la Jordanie. Il s’agit de l’indice de production
industrielle dans la mesure où le PIB n’est pas disponible en fréquence mensuelle. Cet
indice a été converti en termes réels. L’indice de la production industrielle provient du
CD-ROM du FMI : «International Financial Statistics».
Production réelle en Jordanie
180
160
140
120
100
80
60
40
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
RPIBJOR
300
• RERJOR : Taux de change réel de la Jordanie. Ce taux exprime les unités de USD
pour une seule unité de dinar jordanien (JRD). Il est obtenu par le calcul de la simple
formule :
JRD/ USD réel = (JRD/ USD nominal * P JRD) / P USD,
P JRD et P USD représentent respectivement les indices des prix à la consommation de la
Jordanie et des États-Unis.
Le taux de change nominal JRD/ USD et les indices des prix à la consommation de la
Jordanie et des États-Unis sont extraits du CD-ROM du FMI : «International Financial
Statistics».
Taux de change réel 1JRD/USD
2.6
2.4
2.2
2.0
1.8
1.6
1.4
1.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
RERJOR
301
• CPIJOR : Indice des prix à la consommation. Cette variable provient du CD-ROM du
FMI : «International Financial Statistics».
Indice des prix à la consommation en Jordanie (2000=100)
130
120
110
100
90
80
70
60
50
40
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
CPIJOR
302
• M2JOR : Masse monétaire de la Jordanie exprimée en millions de JRD. Elle est
disponible sur le CD-ROM du FMI : «International Financial Statistics».
Agrégat monétaire M2 en Jordanie
1.6E+10
1.4E+10
1.2E+10
1.0E+10
8.0E+09
6.0E+09
4.0E+09
2.0E+09
0.0E+00
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
M2JOR
303
• NEERJOR : Taux de change effectif nominal de la Jordanie. Ce taux a été calculé par
nos propres moyens. Il s’agit d’une moyenne des taux de change nominaux pondérés
par
les pourcentages des échanges extérieurs correspondants aux partenaires
commerciaux. Les taux de change nominaux du JRD par rapport aux monnaies des
différents partenaires sont des taux croisés à travers le USD. Tous les taux de change
nominaux par rapport au USD proviennent directement du CD-ROM du FMI :
«International Financial Statistics». Les pourcentages du commerce extérieur avec les
différents partenaires de la Jordanie sont issus des publications de la Banque centrale de
Jordanie.
Taux de change effectif nominal en Jordanie (2000=100)
280
240
200
160
120
80
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
NEERJOR
304
• TMMJOR : Taux du marché monétaire en Jordanie. Cette variable a été extraite du
CD-ROM du FMI : «International Financial Statistics». Elle représente le taux d’intérêt
à court terme.
Taux du marché monétaire en Jordanie
10
9
8
7
6
5
4
3
2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
TMMJOR
305
• BASEJOR : Base monétaire en Jordanie. Elle est exprimée en millions de JRD. Elle
provient du CD-ROM du FMI : «International Financial Statistics».
Base monétaire en Jordanie
4.0E+09
3.5E+09
3.0E+09
2.5E+09
2.0E+09
1.5E+09
1.0E+09
5.0E+08
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
BASEJOR
306
2.2.2. Traitement des données
À l’exception du TMM, toutes les variables sont exprimées en LOG. Les séries en
niveau et en différence première sont présentées sur les graphiques suivants (figures 7 et
8)243.
Les critère Akaike, FPE et LR montrent que l’ordre approprié du VAR en niveau est
égal à 4 mois (p = 4)244.
Étude de stationnarité
Les résultats des tests de Dickey-Fuller (1979), de Dickey Fuller augmentés et de
Phillips et Perron (1988) indiquent que la majorité des séries de notre VAR ne sont pas
stationnaires en niveau. La production réelle (RPIBJOR) est non stationnaire
uniquement selon le test de Dickey Fuller augmentés à 1%. Le taux de change effectif
nominal est stationnaire d’après les tests Dickey-Fuller et Dickey Fuller augmentés à
10%. Toutes les variables sont stationnaires en différence première. Ces séries sont
affectées d’une tendance de même ordre d’intégration I(1). D’où la nécessité du recours
au test de cointégration.
Le test de Johansen montre que, sur la base de la Trace et de la valeur propre maximale,
au seuil de 5% il existe une seule relation de cointégration (r = 1) entre les six variables
considérées245. Nous retenons donc l’hypothèse d’un espace cointégrant de dimension
(1,6) au seuil de 5%246. Dans ce cas, l’estimation d’un modèle du type VECM (modèle
vectoriel à correction d’erreur) est appropriée.
243 Les séries du VAR incluant la base monétaire à la place du TMM en niveau et en différence première
sont présentées à l’annexe 10.
244 Sur la base des critères AIC et FPE, l’ordre du VAR en niveau incluant la base monétaire est égal à 2.
Voir les détails à l’annexe 12.
245 Les résultats du test de Johansen des variables de la Jordanie sont à l’annexe 14.
246 Dans le cas du modèle intégrant la base monétaire, deux relations de cointégration sont retenues (voir
annexe 14).
307
Figure 7. Les séries en niveau du VAR de la Jordanie
5.2
5.0
4.8
4.6
4.4
4.2
4.0
5.0
4.8
4.6
4.4
4.2
4.0
3.8
3.6
5.6
5.4
5.2
5.0
4.8
4.6
4.4
1.0
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Production réelle
Taux de change réel JRD/USD
23.6
23.2
22.8
22.4
22.0
21.6
21.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Indice des prix à la consommation
Agrégat M2
10
9
8
7
6
5
4
3
2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Taux de change effectif nominal
TMM
308
Figure 8. Les variables en différence première du VAR de la Jordanie
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
-.5
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98
00
02
04
06
Production réelle
Taux de change réel JRD/USD
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98
00
02
04
06
Indice des prix à la consommation
Agrégat M2
2.0
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
-1.0
-1.5
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98
00
02
04
06
Taux de change effectif nominal
TMM
309
2.2.3. Le modèle vectoriel structurel à correction d’erreur (SVECM) ou SVAR
contraint
À l’image du SVECM de la Tunisie, la construction du SVECM de la Jordanie repose
sur deux étapes. La première est l’identification de l’espace cointégrant. Cet espace sera
introduit dans le modèle dans le but de traduire les contraintes de long terme. La
deuxième étape consiste en l’imposition des restrictions de court terme par une
approche semi-structurelle. Cette approche est basée sur la décomposition de Choleski
couplée de l’identification de Bernanke et Mihov (1995).
Le test de faible exogèneïté montre que l’agrégat monétaire M2 et le taux de change
effectif nominal sont les variables les plus faiblement exogènes247. La forte endogèneïté
de M2 est soulignée au sens de Granger (annexe 6). En tenant compte de cette faible
exogèneïté; l’espace cointégrant β se présente comme suit :
Espace cointégrant
RPIBJOR
1.000000
(0.00000)
RERRJOR
0.000000
(0.00000)
CPIJOR
0.000000
(0.00000)
M2JOR
-0.210629
(0.03949)
NERRJOR
-0.691927
(0.05501)
TMMJOR
0.004301
(0.00680)
Note : Les valeurs entre parenthèse représentent les écarts-types.
RPIBJOR = - 0.0043 TMMJOR + 0.6919 NEERJOR + 0.2106 M2JOR
La relation unique de cointégration traduit une relation de type IS selon l’approche de
Christiano et al. (1994 et 1998). Elle met en évidence l’impact usuel des conditions
monétaires sur l’activité réelle. De plus, ces auteurs intègrent l’offre monétaire dans le
but de montrer l’influence des liquidités sur l’activité réelle. En suivant le même
courant de recherche, Goux (2003) ajoute le taux de change dans la mesure où, dans une
économie ouverte, cette variable agit également sur les liquidités.
Les signes des paramètres β sont conformes aux prédictions théoriques. En outre, ces
résultats se rapprochent de ceux de Goux (2003). Toutefois, la relation entre le TMM et
247 Dans le cas intégrant la base monétaire au titre de cible opérationnelle, deux relations de cointégration
sont notées. Le test de faible exogèneïté montre que la base monétaire et le taux de change effectif
nominal sont les variables les plus endogènes. Ainsi, l’espace cointégrant, constitué de deux relations de
cointégration, est construit en normalisant la production réelle puis l’indice des prix à la consommation.
310
la production réelle est très faible en Jordanie, notamment comparée à celle de la
Tunisie. Dans le même ordre d’idées, Poddar et al. (2006) concluent qu’en Jordanie, les
mouvements de la cible opérationnelle (taux des CD à 3mois) n’arrivent pas à
influencer la production réelle. En effet, le taux d’intérêt à court terme est plutôt un outil
de maintien de l’ancrage rigide du taux de change nominal JRD/USD.
L’espace cointégrant défini étant intégré dans la matrice des restrictions à long terme de
la forme structurelle du VAR contraint C(L), l’étape suivante consiste à définir la
matrice des coefficients à court terme du SVAR contraint par l’imposition des
contraintes de court terme.
Imposition des contraintes de court terme
Le VAR standard de forme réduite Xt est un vecteur des six variables suivantes : le
logarithme du PIB réel (RPIBJOR), le logarithme du taux de change réel JRD/USD
(RERJOR), le logarithme du niveau des prix (CPIJOR), le logarithme de l’agrégat
monétaire M2 (M2JOR), le logarithme du taux de change effectif nominal (NEERJOR)
et le taux d’intérêt à court terme (TMMJOR). Le système répond aux chocs structurels
RPIB, εt
εt
MP. Ces chocs représentent respectivement : les
NER et εt
RER, εt
CPI, εt
MS, εt
chocs d’offre réelle, les chocs de demande réelle extérieure, les chocs de demande
monétaire, les chocs d’offre de monnaie, les chocs de change et les chocs de politique
TMM sont les résidus de la forme
monétaire. et
NEER et et
RPIB, et
RER, et
CPI, et
M2, et
réduite.
À l’image du cas du SVECM de la Tunisie, le SVECM de la Jordanie est identifié par la
méthode semi-structurelle de Choleski couplée avec l’approche de Bernanke et Mihov
(1995).
En se référant aux travaux de Giannini et al. (1995), de Sims et Zha (1998), de Kim et
Roubini (2000) et de Goux (2003), nous imposons des restrictions de court terme
supplémentaires sur les paramètres estimés et statistiquement non significatifs obtenus
par la décomposition de Choleski.
311
Les restrictions additionnelles de court terme imposées sur le taux de change réel, le
taux de change effectif nominal et le taux d’intérêt à court terme sont similaires au cas
du SVECM de la Tunisie. Ainsi, a21 = a51 = a54 = a61 = a62 = a63 = 0. Cependant, nous
ne retenons pas la nullité de a42, qui paraît fortement statistiquement significatif. Cela
revient à présumer l’existence d’un effet contemporain d’un choc de demande réelle
étrangère sur l’agrégat monétaire M2.
Le schéma d’identification sur-identifié, fondé sur la relation entre les chocs structurels
et les perturbations de la forme réduite (B εt = A0 et), devient :
b11 0 0 0 0 0 εt
0 b22 0 0 0 0 εt
0 0 b33 0 0 0 εt
0 0 0 b44 0 0 εt
0 0 0 0 b55 0 εt
0 0 0 0 0 b66 εt
RPIB 1 0 0 0 0 0 et
RER 0 1 0 0 0 0 et
CPI a31 a32 1 0 0 0 et
MS = 0 a42 a43 1 0 0 et
NEER 0 a52 a53 0 1 0 et
MP 0 0 0 a64 a65 1 et
RPIB
RER
CPI
M2
NEER
TMM
Les estimés des matrices A0 et B sont résumés dans le tableau 19.
Tableau 19. Coefficients contemporains du modèle structurel de la Jordanie
Parameter
A(3,1)
A(3,2)
A(4,2)
A(5,2)
A(4,3)
A(5,3)
A(6,4)
A(6,5)
B(1,1)
B(2,2)
B(3,3)
B(4,4)
B(5,5)
B(6,6)
Coefficient Std.Error
0.007591
0.011043
0.021115
-0.069108
0.041759
0.073327
0.017457
-0.979729
0.122928
-0.288701
0.051387
0.987074
0.841236
-0.912103
0.544471
0.166071
0.003411
0.075663
0.001226
0.027201
0.000406
0.009009
0.000786
0.017443
0.000329
0.007292
0.010448
0.231745
T-value
1.454660
-3.272878
1.755948
-56.12368
-2.348547
19.20859
-1.084242
0.305013
22.18107
22.18107
22.18107
22.18107
22.18107
22.18107
Sign. Level
0.1458
0.0011
0.0791
0.0000
0.0188
0.0000
0.2783
0.7604
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
0.0000
312
En accord avec les fondements théoriques du type Mundell-Fleming-Dornbusch, un
choc positif d’offre réelle résulte en une baisse des prix à court terme, alors qu’un choc
positif de demande réelle étrangère entraîne une hausse immédiate des prix. Il est
important de noter que la réponse inflationniste de court terme à ce choc est plus
importante en Jordanie qu’en Tunisie. Ce résultat traduit la volatilité élevée des prix en
Jordanie soulignée précédemment en utilisant les approches de Gerlach et Gerlach-
Kristen (2006) et d’Edwards (2006) (chapitre 2 de la première partie).
Les résultats à court terme de la Jordanie divergent de ceux de la Tunisie au niveau de la
réponse du taux de change effectif nominal au choc positif de demande réelle. En effet,
dans les deux cas, le taux de change nominal réagit par une appréciation. Néanmoins,
cette appréciation est de forte ampleur en Jordanie (les coefficients contemporains sont
respectivement de 0.064 en Tunisie et de 0.98 en Jordanie, tableaux 17 et 19). Ce
résultat vient consolider notre ligne de recherche antérieure, à savoir : en Jordanie, le
taux de change nominal réagit sensiblement en cas d’effets perturbateurs des chocs sur
les prix. Le taux de change nominal est donc un outil d’absorption des effets
inflationnistes de chocs. En revanche, en Tunisie, le taux de change nominal répond
faiblement aux chocs affectant les prix. Dés lors, le taux de change nominal ne
représente pas une variable d’amortissement des effets inflationnistes des chocs.
La réponse contemporaine de l’agrégat monétaire M2 au choc de demande réelle
consiste en une diminution. Cette réponse coïncide avec la pression inflationniste
causée par ce choc. Par conséquent, les autorités monétaires jordaniennes luttent contre
les pressions inflationnistes des chocs non seulement par l’outil taux de change nominal,
mais aussi par une action monétaire restrictive en contractant l’offre monétaire. La
causalité de l’offre monétaire M2 par les prix est également soulignée au sens de
Granger (annexe 6).
À l’image du cas de la Tunisie, la réponse contemporaine de l’agrégat monétaire M2 au
choc de demande monétaire est contradictoire en Jordanie. En réponse à une hausse non
anticipée des prix, une politique expansionniste d’accroissement de la masse monétaire
M2 est notée. Toutefois, l’ampleur de cette réponse contre-intuitive est plus faible en
Jordanie qu’en Tunisie (tableaux 17 et 19).
313
Aussi bien en Tunisie qu’en Jordanie, un choc de hausse des prix engendre une
dépréciation nominale immédiate du taux de change. Cette réaction paradoxale accentue
la pression inflationniste. Elle reflète l’incapacité du taux de change nominal d’absorber
les effets inflationnistes des chocs de demande monétaire. Ce résultat vient soutenir nos
conclusions mises en exergue précédemment sous différentes approches pour la Tunisie.
Par contre, concernant la Jordanie, il s’agit bien d’un résultat contre-intuitif et contraire
au courtant de recherche mené jusqu’à ce stade.
Tout comme pour la Tunisie, en Jordanie, conformément aux hypothèses théoriques
(Kim et Roubini, 2000), le taux d’intérêt à court terme augmente en réponse à un choc
d’offre monétaire expansionniste. Cette action préventive contre l’inflation par
l’imposition de conditions monétaires restrictives repose sur l’existence d’une relation
monétariste entre l’offre de monnaie et les prix. Or, nous avons précédemment mis en
exergue une relation monétariste modeste en Jordanie (politique monétaire en Jordanie,
chapitre 1, première partie).
Contrairement au résultat contre-intuitif constaté dans le cas de la Tunisie, un choc de
change (appréciation du dinar jordanien) cause une baisse contemporaine du taux
d’intérêt à court terme. Ce résultat rejoint celui de Poddar et al. (2006). Ces auteurs
soulignent que le taux d’intérêt à court terme est un outil de maintien de l’ancrage ferme
du taux de change fixe par rapport au USD.
La sur-identification du système par l’imposition des restrictions supplémentaires est
validée par le test LR. La valeur du ratio de vraisemblance χ2 à 7 degrés de liberté est
acceptée à une probabilité de 0.5593.
Dans ce qui suit, les résultats de l’estimation du SVECM de la Jordanie sont présentés
et analysés sur la base des deux techniques complémentaires : les fonctions de réponse
et la décomposition des variances des erreurs248. Toutefois, rappelons au préalable nos
résultats analytiques présumés obtenus en suivant différentes approches {corrélations,
régressions simples, graphiques, causalité au sens de Granger et courants de recherche
de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) et d’Edwards (2006)}.
248 Les fonctions de réponse et les décompositions des variances du SVECM de la Jordanie intégrant la
base monétaire sont respectivement présentées aux annexes 16 et 18.
314
1) Les prix sont sensibles aux mouvements du taux de change nominal. Le pouvoir
de transmission du taux de change nominal aux prix est mis en évidence. Le taux de
change nominal est un instrument d’ajustement des effets des chocs, notamment sur les
prix.
2) L’agrégat monétaire est moyennement réactif aux variations du taux de change
nominal.
3) Une relation monétariste modérée entre l’offre de monnaie et les prix en
Jordanie est possible.
4) La base monétaire et le TMM n’exercent pas de contrôle sur le taux de change
nominal. ils ne permettent donc pas de transmettre les orientations de la politique
monétaire au canal taux de change nominal.
315
2.2.4. Analyse et interprétation des résultats
Figure 9. Fonctions de réponse des variables aux chocs d’offre réelle, de demande
réelle et de demande monétaire; cas de la Jordanie
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.03
.02
.01
.00
-.01
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.03
.02
.01
.00
-.01
.03
.02
.01
.00
-.01
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
316
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.1
.0
-.1
-.2
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
.1
.0
-.1
-.2
.1
.0
-.1
-.2
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
317
Figure 10. Fonctions de réponse des variables aux chocs d’offre monétaire, de
change et de politique monétaire; cas de la Jordanie
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
318
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.02
.01
.00
-.01
-.02
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
319
Décomposition de la Variance de la production réelle en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
100.0000
97.00476
94.46147
88.04645
78.75501
69.37275
64.21308
57.99017
51.90225
47.76700
44.59552
Demande
réelle
0.000000
0.904621
0.775538
2.079754
6.782403
15.11037
19.18746
25.13802
29.57797
31.55104
32.21998
Demande
monétaire
0.000000
1.056786
1.265789
4.348881
7.724160
7.920652
7.312850
6.477560
5.862189
5.662736
5.779312
Offre
monétaire
0.000000
0.076941
0.943534
1.641910
2.059525
1.768890
1.653595
1.535579
1.819678
2.443014
3.282117
Change
0.000000
0.070704
1.557137
1.524440
2.472148
2.520616
2.334820
2.164600
2.116366
2.217942
2.534067
Politique
monétaire
0.000000
0.886187
0.996531
2.358567
2.206757
3.306720
5.298189
6.694066
8.721543
10.35827
11.58901
En se basant sur la décomposition de la variance, la production réelle en Jordanie est
sensible aux chocs réels d’offre et de demande, et à moindre mesure aux chocs de
politique monétaire249. Les fonctions de réponse confirment ce résultat. La production
réelle décroît en réponse à un choc négatif d’offre réelle, augmente en réaction à un
choc négatif de demande réelle étrangère et affiche une réponse significative, mais
mitigée, suite à un choc expansionniste de politique monétaire. Toutefois, seule la
réponse de la production réelle au choc d’offre réelle est conforme aux prédictions
théoriques du modèle Mundell-Fleming-Dornbusch.
L’ambiguïté de la réponse de la production réelle au choc de politique monétaire en
Jordanie est en accord avec les résultats de Poddar et al. (2006). En fait, le TMM est une
variable qui s’ajuste dans le but de maintenir l’ancrage du taux de change nominal par
rapport au USD. Ces auteurs précisent qu’en adoptant le rattachement ferme du taux de
change nominal, les autorités monétaires jordaniennes ont rendu leur politique
monétaire via l’instrument taux d’intérêt à court terme inefficace.
249 Lorsque le TMM est remplacé par la base monétaire dans le VECM, à long terme, l’importance des
chocs de demande réelle dans l’explication de la variance de la production réelle s’accroît. Voir annexe
18.
320
Décomposition de la Variance du taux de change réel en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
0.000000
0.106543
0.118978
0.560837
4.638506
8.737362
9.529888
9.602901
9.691045
9.312011
8.878648
Demande
réelle
100.0000
98.67980
97.61924
96.85757
93.16219
89.38478
88.25783
84.83521
80.04838
75.43773
71.42972
Demande
monétaire
0.000000
1.036391
2.033149
2.314851
1.739133
1.287602
1.016432
1.231144
2.131280
3.304761
4.445699
Offre
monétaire
0.000000
0.090949
0.141269
0.122065
0.087961
0.106360
0.314006
1.538014
3.431126
5.667180
7.896436
Change
0.000000
0.006943
0.005145
0.007885
0.143414
0.193170
0.234540
0.338844
0.336890
0.310960
0.400429
Politique
monétaire
0.000000
0.079377
0.082222
0.136787
0.228792
0.290721
0.647310
2.453884
4.361281
5.967357
6.949063
En accord avec les hypothèses énoncées par le modèle Mundell-Fleming-Dornbusch, un
choc négatif de demande réelle résulte en une dépréciation réelle de la monnaie
jordanienne, tandis qu’un choc négatif d’offre réelle entraîne une appréciation du taux
de change réel JRD/USD. La réponse du taux de change réel au choc restrictif d’offre
monétaire est contraire aux hypothèses. En effet, une baisse non anticipée de l’offre
monétaire engendre une dépréciation permanente et significative du taux de change réel
JRD/USD. Toutefois, en se référant à l’approche de Kamar (2004), la dépréciation
réelle de la monnaie jordanienne implique que la réduction de l’offre monétaire a causé
une baisse de la consommation des biens échangeables relativement à celle des biens
non échangeables. D’où, la baisse des prix relatifs des biens échangeables aux biens non
échangeables250.
Les chocs de demande réelle sont à l’origine de la variance du taux de change réel en
Jordanie251. Contrairement au cas de la Tunisie, la sensibilité du taux de change réel
principalement aux chocs de demande réelle en Jordanie obéit aux conclusions
soutenues par Clarida et Gali (1994).
Le taux de change réel de la Jordanie n’est pas réactif aux chocs de change. Ces chocs
ne contribuent pas dans l’explication de la variance du taux de change réel et le taux de
change réel répond au choc de change (dépréciation nominal du dinar jordanien) par une
dépréciation dérisoire et statistiquement non significative. Ces résultats divergent de
250 Ces réactions pourraient supposer également l’administration des prix des biens non échangeables en
Jordanie.
251 Dans le modèle intégrant la base monétaire au titre de cible opérationnelle de la politique monétaire, la
variance du taux de change réel est attribuée en sa totalité aux chocs de demande réelle étrangère (annexe
18).
321
ceux de la Tunisie, aussi bien lorsque le choc de change est considéré par rapport au
USD que relatif à l’euro. L’absence d’absorption des effets des chocs de change par le
taux de change réel peut s’expliquer par l’effet indirect de l’ancrage intermédiaire ferme
du taux de change nominal JRD/USD, pilier de la politique monétaire en Jordanie.
Selon l’approche d’Edwards (2006), ce résultat met en exergue l’absence d’un pouvoir
de transmission du taux de change nominal aux prix, ce qui revient à souligner
l’incapacité du taux de change nominal de résorber les effets inflationnistes des chocs.
Décomposition de la Variance de l’IPC en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
0.817546
0.609153
1.297774
0.940131
1.359444
1.143575
1.218800
2.267000
2.819144
3.177516
3.222994
Demande
réelle
4.138555
4.246550
10.28963
22.62079
33.22816
45.62747
52.96640
60.04912
60.78783
58.24277
54.51330
Demande
monétaire
95.04390
94.60280
87.35346
75.38311
64.41592
50.01683
39.72684
26.12295
18.55981
14.71521
12.93507
Offre
monétaire
0.000000
0.412298
0.333980
0.226137
0.158883
0.703532
1.720121
4.640003
8.682484
13.29688
18.11153
Change
0.000000
0.010877
0.553569
0.684118
0.538294
0.889457
1.472959
2.115041
2.283150
2.159261
1.911164
Politique
monétaire
0.000000
0.118321
0.171590
0.145717
0.299297
1.619145
2.894879
4.805888
6.867588
8.408356
9.305940
En Jordanie, la décomposition de la variance des prix montre que le niveau général des
prix est vulnérable aux chocs de demande réelle et monétaire, aux chocs d’offre
monétaire et aux chocs de politique monétaire. Les effets des chocs de demande réelle
et monétaire sont persistants et de grande ampleur. En outre, ces effets correspondent
aux attentes. Les prix augmentent légèrement en réponse à un choc de baisse de la
demande monétaire et ils suivent une réduction profonde et permanente en réponse à un
choc négatif de demande réelle étrangère. La causalité des prix par le taux de change
réel JRD/USD est également soulignée au sens de Granger (annexe 6). En dépit d’une
réponse conventionnelle des prix aux chocs de demande monétaire, ces chocs ne
représentent pas la source prépondérante des variations des prix en Jordanie. Certes, à
court terme, les chocs de demande monétaire dominent l’explication de la variance des
prix. Toutefois, à long terme ces chocs perdent de leur pouvoir explicatif en faveur des
chocs de demande réelle. Ce résultat diverge de celui de la Tunisie et n’est pas en
accord avec les conclusions de Clarida et Gali (1994).
322
Paradoxalement, un choc restrictif d’offre monétaire cause une hausse persistante des
prix. Ce résultat met en cause l’existence d’une relation monétariste entre l’offre de
monnaie et les prix en Jordanie. Pourtant, les chocs d’offre monétaire expliquent la
variance des prix à raison de 18,11%.
En réponse à un choc de politique monétaire expansionniste (baisse non anticipée du
TMM), conformément aux prédictions théoriques, une pression inflationniste apparaît.
Cependant, la transmission des changements de la politique monétaire aux prix ne
repose pas sur le canal de l’offre monétaire, dans la mesure où la relation monétariste
est affaiblie.
Les prix ne sont pas sensibles aux chocs de change en Jordanie. D’une part, bien qu’un
choc de change négatif (dépréciation nominale de la monnaie jordanienne) entraîne une
hausse des prix, cette réponse est statistiquement non significative. D’autre part, les
chocs de change expliquent une part dérisoire de la variance des prix. Ces résultats
soulèvent les implications suivantes : En premier lieu, il n’y a pas d’évidence d’un
pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix en Jordanie. D’où, le taux
de change effectif nominal n’est pas un
instrument d’absorption des effets
inflationnistes des chocs. En deuxième lieu, les chocs de change ne constituent pas une
source de perturbation de l’objectif final de stabilisation des prix poursuivi par les
autorités monétaires jordaniennes. En outre la perspective d’une transition progressive
vers une politique monétaire de ciblage de l’inflation ne peut pas être entravée par ces
chocs.
Dans le cas du VECM intégrant la base monétaire au titre d’instrument opérationnel de
la politique monétaire, à long terme, la part de la variance des prix due aux chocs de
demande réelle étrangère s’accentue. L’accroissement de l’exposition des prix aux
chocs de demande réelle est souligné lorsque l’instrument opérationnel de la politique
monétaire en Jordanie est la base monétaire. Par ailleurs, l’explication de la variance des
prix par les chocs d’offre monétaire s’atténue. Par conséquent, l’intégration de la base
monétaire dans le modèle met en évidence la rupture de la relation monétariste entre
l’offre de monnaie et les prix en Jordanie (voir annexe 18). L’impact d’un choc de
politique monétaire restrictive, à travers une diminution inattendue de la base monétaire,
sur les prix est nul. D’une part, la pression inflationniste significative en réponse au
323
choc restrictif est contraire aux hypothèses (annexe 16). D’autre part, l’explication de la
variance des prix par les chocs de politique monétaire restrictive est dérisoire (annexe
18).
Décomposition de la Variance de l’agrégat monétaire M2 en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle Demande
0.018577
0.196515
0.943609
2.235993
2.408766
1.733148
1.498624
1.111244
1.032515
0.995637
0.963296
réelle
0.673035
2.445495
3.406858
3.809061
3.444625
3.236086
3.023147
2.801720
2.329999
1.884671
1.633046
Demande
monétaire
2.159637
1.523257
1.404405
1.241762
1.156104
1.567719
1.667297
1.888726
2.183107
2.359706
2.424428
Offre
monétaire
97.14875
95.67550
93.92888
92.18390
92.57383
92.77209
92.28812
90.75891
88.64121
86.15673
83.30909
Change
0.000000
0.157050
0.146314
0.211469
0.152987
0.120782
0.127195
0.290396
0.764545
1.500171
2.491979
Politique
monétaire
0.000000
0.002180
0.169939
0.317817
0.263693
0.570179
1.395613
3.149005
5.048622
7.103088
9.178158
Un choc restrictif d’offre monétaire se traduit par une réduction de l’agrégat monétaire
M2. Un choc de politique monétaire expansionniste résulte en une rétraction de l’offre
de monnaie. Le sens de la réaction de la masse monétaire aux variations non anticipées
du TMM diverge des hypothèses. Par ailleurs, les chocs de politique monétaire
expliquent une part limitée de la variance de l’agrégat M2. Cette variance est
essentiellement due aux chocs d’offre monétaire. Dés lors, il n’y a pas d’évidence d’une
relation de contrôlabilité et de causalité du canal offre monétaire par la cible
opérationnelle taux d’intérêt à court terme. D’où, le mécanisme de transmission de la
politique monétaire en Jordanie ne repose pas sur le premier brin allant du TMM à
l’offre monétaire.
Dans le cas où la cible opérationnelle est la base monétaire, l’agrégat monétaire
augmente en réponse à un choc négatif d’offre réelle (annexe 16). Cette relation montre
que les autorités monétaires jordaniennes tentent de relancer l’activité économique
réelle affectée par un choc de baisse de l’offre réelle. La réponse de la masse monétaire
M2 au choc de politique monétaire restrictive, via la baisse de la base monétaire, est
controversée. En outre, les chocs de politique monétaire n’expliquent pas la variance de
l’agrégat monétaire M2 (annexe 18). Par conséquent, à l’image du TMM, la base
monétaire n’est pas en mesure d’influencer le canal de l’offre monétaire. Ainsi, les
324
changements de la politique monétaire ne peuvent pas être transmis de la base
monétaire à l’offre monétaire.
Décomposition de la Variance du taux de change effectif nominal en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
0.090967
0.183580
0.134420
0.277429
0.997421
2.386130
3.373365
4.420651
4.963190
5.035243
4.885706
Demande
réelle
82.22214
77.71026
77.61311
79.20258
82.25911
84.18347
84.90802
83.39440
79.42016
74.73404
70.19315
Demande
monétaire
10.57540
15.30563
16.09462
14.98758
12.25368
9.329566
7.193400
4.884536
4.372266
4.817078
5.667883
Offre
monétaire
0.000000
0.064616
0.095051
0.122111
0.081695
0.142986
0.442738
1.835562
3.999382
6.574518
9.232766
Change
7.111494
6.675888
5.917593
5.127308
3.811980
2.795679
2.171271
1.507410
1.220912
1.166814
1.331026
Politique
monétaire
0.000000
0.060022
0.145209
0.282990
0.596113
1.162173
1.911211
3.957436
6.024088
7.672305
8.689468
Le taux de change effectif nominal s’apprécie en réponse à un choc négatif d’offre
réelle et se déprécie suite à un choc d’offre monétaire restrictive. Un choc de change
négatif correspond à une dépréciation du taux de change effectif nominal. Bien que
significative et persistante, la réponse du taux de change effectif nominal au choc de
baisse de l’offre monétaire est contraire aux hypothèses présumées252.
Un choc négatif de demande réelle entraîne une appréciation du dinar jordanien en
termes effectifs nominaux. La décomposition de la variance du taux de change effectif
nominal montre que les chocs de demande réelle sont à l’origine de cette variance. Ces
résultats mettent en exergue la forte réactivité du taux de change effectif nominal aux
chocs de demande réelle étrangère. Le taux de change nominal s’apprécie en réponse au
choc négatif de demande réelle en vue d’influencer le taux de change réel et de le
rétablir à son niveau initial d’avant le choc. En se référant à l’approche d’Edwards
(2006), cet impact indirect du taux de change nominal sur le taux de change réel traduit
un pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix (voir chapitre 2,
première partie). Par ailleurs, ces chocs représentent une source de perturbation majeure
du niveau des prix en Jordanie. En effet, 12 mois suivant le choc négatif de demande
réelle, le taux de change nominal se déprécie dans le but de provoquer une pression
inflationniste et de résorber l’impact élevé de ce choc sur les prix. Par conséquent, en
252 Dans le cas du VECM incluant la base monétaire, la réponse du taux de change effectif nominal au
choc d’offre monétaire restrictive est mitigée. Le taux de change nominal affiche une appréciation
immédiate, puis il se déprécie à partir du 18ème mois suivant le choc (annexe 16).
325
Jordanie, le taux de change effectif nominal joue le rôle d’un instrument d’absorption
des effets des chocs de demande réelle étrangère, notamment sur les prix et le taux de
change réel.
Dans le même ordre d’idées, la capacité d’absorption du taux de change effectif
nominal des effets des chocs de demande réelle étrangère s’accentue lorsque la base
monétaire est introduite dans le VECM à titre de cible opérationnelle de la politique
monétaire (annexe 18).
L’ajustement des effets des chocs de demande réelle étrangère par le taux de change
nominal en Jordanie est un résultat pertinent dans la mesure où l’économie jordanienne
est particulièrement exposée aux chocs de cette nature. En effet, les chocs de demande
réelle étrangère sont une source considérable de perturbation de la production réelle et
des prix. Ce résultat pourrait refléter le degré élevé d’ouverture commerciale de la
Jordanie253.
Les chocs de politique monétaire n’ont pas d’impact sur le taux de change effectif
nominal en Jordanie. D’une part, la réponse du taux de change effectif nominal au choc
de politique monétaire expansionniste (baisse non anticipée du TMM) n’est pas
statistiquement significative (figure 10). D’autre part, la part de la variance du taux de
change effectif nominal attribuée aux chocs de politique monétaire est faible. D’où,
dans la mesure où le taux de change effectif nominal n’est pas contrôlable par le taux
d’intérêt à court terme, il ne représente pas un canal de transmission effectif de la
politique monétaire (exprimée par les variations du TMM) en Jordanie. Ces résultats
sont également confirmés lorsque la base monétaire est considérée à la place du TMM.
253 Rappelons qu’en 2006, le degré d’ouverture de l’économie jordanienne est de 112,35% (tableau 2,
chapitre 1, première partie).
326
Décomposition de la Variance du TMM en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.000236
0.006150
0.452924
0.833087
1.834121
1.948335
1.912801
2.075005
2.060143
1.911848
1.726571
Demande
réelle
0.054835
0.091240
0.478853
0.484834
0.463455
0.718460
0.990871
2.053754
3.618595
5.533314
7.495415
Demande
monétaire
0.027431
0.035278
0.220478
0.314721
0.208081
0.162130
0.136568
0.120243
0.169759
0.296152
0.525485
Offre
monétaire
0.468726
0.946740
1.361384
1.021210
1.048096
1.215022
1.391542
1.786986
2.209447
2.602588
2.959186
Change
0.002715
0.004000
0.513584
1.169891
1.249908
0.929684
0.872260
2.133295
4.652809
7.739909
10.83073
Politique
monétaire
99.44606
98.91659
96.97278
96.17626
95.19634
95.02637
94.69596
91.83072
87.28925
81.91619
76.46261
Les chocs de change expliquent une part modeste de la variance du TMM. Par ailleurs,
le TMM réagit au choc négatif de change par une hausse significative mais temporaire.
Cette réaction obéit aux prédictions théoriques sous deux optiques. En premier lieu, la
relation tridimensionnelle en cas de choc de change est soulignée. En dépit d’une
réponse statistiquement non significative des prix à la dépréciation nominale inattendue
de la monnaie jordanienne, une pression inflationniste est notée. La hausse du TMM est
menée dans le sens d’une orientation de politique monétaire restrictive visant
l’amortissement des pressions inflationnistes provoquées par le choc de change.
En deuxième lieu, selon une approche spéculative sur les marchés des changes (parité
des taux d’intérêt), la hausse du TMM améliore l’attractivité des spéculations et
investissements libellés en dinar jordanien et provoque donc une appréciation nominale
de ce dernier. Ainsi, le TMM agit en tant qu’outil d’absorption des effets des chocs de
change. En outre, la Jordanie se démarque par rapport à la Tunisie par la sensibilité du
TMM aux chocs de change. Cette conclusion rejoint celle de Poddar et al. (2006), à
savoir : en Jordanie, le taux d’intérêt à court terme est une variable d’ajustement en vue
du maintien de l’ancrage ferme du taux de change nominal JRD/USD.
Dans le cas où le VAR contraint estimé intègre la base monétaire en tant qu’instrument
opérationnel de la politique monétaire, la base monétaire s’accroît en réponse à un choc
d’offre monétaire restrictive. Ce résultat implique que les autorités monétaires
jordaniennes agissent sur la base monétaire en vue de rétablir les conditions monétaires
(annexe 16).
327
À l’image du TMM, la base monétaire répond au choc de change (dépréciation
nominale) par une baisse significative. De plus, les chocs de change expliquent une part
de la variance de la base monétaire (annexe 18). D’où, la base monétaire contribue à la
défense de l’ancrage du taux de change nominal par rapport au USD.
Dans le cadre de la politique monétaire en Jordanie, nos résultats empiriques ne
permettent pas d’identifier la cible opérationnelle et le canal intermédiaire effectifs. Le
taux d’intérêt à court terme et la base monétaire ne jouent pas le rôle d’instruments
capables d’influencer les variables fondamentales de l’économie. En effet, ils n’exercent
pas de causalité ou de contrôlabilité sur les canaux intermédiaires de transmission
éventuels (taux de change nominal et canal d’offre monétaire). Ce résultat renforce
l’idée qu’en Jordanie, le taux d’intérêt à court terme est une variable de maintien de
l’ancrage du taux de change nominal par rapport au USD. Aussi, la base monétaire
contribue à préserver cet ancrage intermédiaire, pilier de la politique monétaire en
Jordanie.
Au niveau intermédiaire de la transmission de la politique monétaire, la relation
monétariste est très affaiblie entre l’offre de monnaie et les prix lorsque le modèle
contient le TMM. Elle est rompue dans le cas où la base monétaire est intégrée dans le
VECM. L’agrégat monétaire M2 ne représente donc pas un canal efficace de
transmission des changements de la politique monétaire aux prix. Par ailleurs, il n’y a
pas d’évidence empirique soutenant la capacité du canal taux de change effectif nominal
de propager les changements de la politique monétaire via le TMM aux prix.
328
L’absence de sensibilité des prix aux chocs de change en Tunisie et en Jordanie pourrait
être attribuée au choix de la variable indice des prix à la consommation (CPI) pour
représenter le niveau des prix. Ito et Sato (2006) montrent empiriquement que les
indices des prix des importations (IMP) et des prix à la production (PPI) captent mieux
les chocs de change que le CPI. Dans le but d’extraire l’impact d’un choc de change sur
les prix, ces auteurs préconisent de focaliser l’attention sur la réaction des prix des biens
échangeables (PPI).
Al-Mashat et Billmeier (2007) ont étudié la transmission de la politique monétaire en
Égypte. Ils soulignent que lorsque le niveau des prix est représenté dans le modèle
SVAR par l’indice des prix à la consommation (CPI), la robustesse des résultats est
altérée. Ces auteurs attribuent cette fragilité statistique à l’administration du tiers des
prix du panier du CPI. Par conséquent leur choix s’est porté sur l’indices des prix de
gros (WPI) au titre de la variable prix. Dans le même ordre d’idées, les économistes du
FMI (2007 f) expliquent la transmission réduite du taux de change nominal à l’indice
des prix à la consommation (CPI) en Tunisie par l’administration des prix. Dés lors,
sachant que le tiers des prix du CPI est administré en Tunisie (tableau 11, chapitre 2 de
la première partie), il serait pertinent d’estimer un modèle SVAR intégrant l’indice des
prix à la production (PPI) à la place du CPI.
L’estimation de modèles SVAR distincts, intégrant respectivement les prix des biens
non échangeables (CPI) et les prix des biens échangeables (PPI), est menée également
dans une perspective de comparaison empirique des pouvoirs de transmission du taux
de change nominal aux prix des biens échangeables et non échangeables. Cette méthode
revient à vérifier empiriquement nos résultats obtenus précédemment en suivant
l’approche d’Edwards (2006). En effet, en comparant l’intensité du pouvoir de
transmission des chocs de change aux deux types d’indices des prix, nous pouvons
statuer sur la capacité du taux de change nominal à absorber les effets des chocs,
notamment sur les prix.
Dans les deux sections suivantes, l’estimation de modèles SVAR contraints incorporant
le PPI à la place du CPI pour la Tunisie et la Jordanie est présentée.
329
3. Cas du modèle de la Tunisie avec l’indice des prix à la production (PPI)
L’ordre d’introduction des variables dans le VAR est similaire à celui du VAR avec
CPI. Ainsi, le VAR de forme réduite contient : la production réelle (RPIBTUN), le taux
de change effectif réel (REERTUN), l’indice des prix à la production (PPITUN), la
masse monétaire M2 (M2TUN), le taux de change nominal TND/USD (NERTUN) et le
TMM (TMMTUN). Le système répond aux chocs structurels suivants : les chocs d’offre
réelle, les chocs de demande réelle étrangère, les chocs de demande monétaire, les chocs
d’offre de monnaie, les chocs de change et les chocs de politique monétaire. Les chocs
d’offre réelle et les chocs de demande réelle émanant de l’extérieur représentent des
chocs exogènes. Les chocs endogènes regroupent les chocs de demande monétaire, les
chocs d’offre monétaire, les chocs de change et les chocs de politique monétaire.
Sur la base des critères Akaike et FPE (final prediction error), l’ordre approprié du
modèle VAR intégrant le PPI est de 4 mois (p = 4).
Les tests de racine unitaire {Dickey-Fuller (1979), de Dickey Fuller augmentés et de
Phillips et Perron (1988)}, pratiqués sur les variables en niveau, montrent que les
variables indice des prix à la production (PPITUN), masse monétaire M2 (M2TUN),
taux de change nominal (NERTUN) et TMM (TMMTUN) possèdent une racine
unitaire. Ces séries ne sont pas stationnaires. Elles sont affectées d’une tendance de
même ordre d’intégration I(1). D’où la nécessité de procéder au test de cointégration de
Johansen.
Les statistiques Trace et la valeur propre maximale indiquent l’existence d’une relation
de cointégration (r = 1) au seuil de 5%. À l’image du SVECM de la Tunisie intégrant
l’indice des prix à la consommation (CPI), l’estimation du SVECM avec PPI repose sur
l’assimilation de l’espace cointégrant au titre des contraintes à long terme et sur
l’imposition des restrictions semi-structurelles de court terme254. L’interprétation des
254 L’espace cointégrant est obtenu en normalisant le taux de change effectif réel. C’est la variable est la
plus exogène selon le test de faible endogèneïté. Les contraintes de court imposées sont identiques à
celles du cas du modèle avec CPI. La sur-identification est acceptée à une probabilité de 51%.
330
résultats de l’estimation du modèle SVECM est fondée sur les fonctions de réponse et la
décomposition de la variance255.
Globalement, les résultats ne changent pas d’une manière substantielle lorsque la
variable prix du VECM est représentée par l’indice des prix à la production (PPI) à la
place de l’indice des prix à la consommation (CPI). Le PPI correspond aux prix des
biens échangeables par opposition au CPI qui est associé aux prix des biens non
échangeables (Edwards, 2006).
● Le taux de change effectif réel :
Le taux de change effectif réel, ancrage de la compétitivité de l’économie tunisienne, est
vulnérable aux chocs de demande réelle et aux chocs de change. À l’image du cas
intégrant le CPI, en se référant à Edwards (2006), cette relation pourrait être interprétée
comme une conséquence indirecte du pouvoir de transmission du taux de change
nominal aux prix. Toutefois, ce mécanisme est à exclure, dans la mesure où la réponse
des prix des biens à la production (PPI) aux chocs de change n’est pas significative.
● Les prix des biens échangeable (Indice des prix à la production PPI) :
L’intégration du PPI au lieu du CPI résulte en l’accroissement de l’exposition des prix
aux chocs d’offre réelle. En dépit du sens contraire aux hypothèses théoriques de la
réponse du PPI au choc négatif d’offre réelle, la déflation significative provoquée par ce
choc est plus profonde que dans le cas où les prix sont considérés à la consommation.
En outre, la décomposition de la variance des prix à la production montre qu’à long
terme; les chocs de demande monétaire perdent de leur pouvoir explicatif en faveur des
chocs d’offre réelle. Ainsi, à long terme, les chocs d’offre réelle sont la source
dominante de la variance des prix à la production.
Les prix à la production ne sont pas sensibles aux chocs de change. D’une part, la
réponse de l’indice des prix à la production (PPI) au choc de change n’est pas
statistiquement significative (annexe 22). D’autre part, les chocs de change sont à
255 Les fonctions de réponse et les décompositions des variances du SVECM de la Tunisie intégrant le PPI
sont respectivement présentées aux annexes 22 et 23.
331
l’origine d’une part dérisoire de la variance du PPI (annexe 23). Ce résultat diverge de
la littérature existante soutenant une sensibilité supérieure du PPI relativement au CPI
aux mouvements du taux de change nominal. Deux conclusions peuvent être tirées de ce
résultat. En premier lieu, il n’existe pas d’évidence d’un pouvoir de transmission du
taux de change nominal aux prix des biens échangeables (PPI). Par conséquent, selon
l’approche d’Edwards (2006), le taux de change nominal n’est pas un outil d’absorption
des effets inflationnistes des chocs. En deuxième lieu, les chocs de change ne sont pas
en mesure de perturber la stabilité des prix à la production.
● Le taux de change nominal TND/USD
Lorsque le modèle contient les prix à la production (PPI), la décomposition de la
variance du taux de change nominal et la réponse du taux de change nominal au choc
négatif d’offre réelle mettent en évidence une réactivité plus importante du taux de
change nominal aux chocs d’offre réelle. La dépréciation du taux de change nominal en
réponse au choc négatif d’offre réelle œuvre dans le sens d’un ajustement en vue de
contrecarrer la déflation provoquée par le choc. Par ailleurs, les chocs d’offre réelle sont
à la source principale de la variance du PPI et sont à l’origine d’une part importante de
la variance de la cible monétaire M2.
Certes, nos résultats concernant les prix à la production (PPI) soutiennent l’absence
d’amortissement des effets inflationnistes des chocs par le taux de change nominal.
Cependant, il semblerait que le taux de change nominal contribue activement dans
l’absorption des effets perturbateurs des chocs d’offre réelle sur les prix à la production
et sur l’ancrage monétaire M2. Ce résultat a également été souligné dans le cas du
modèle intégrant le CPI. Néanmoins, il est important de noter que l’exposition des prix
et de la masse monétaire M2 aux chocs d’offre réelle, ainsi que l’ampleur de la réaction
du taux de change nominal à ces chocs sont plus fortes lorsque les prix sont ceux des
biens à la production (PPI). Dès lors, la contribution du taux de change nominal dans
l’ajustement des effets perturbateurs sur les prix est améliorée lorsque les prix sont à la
production et non pas à la consommation.
332
● L’ancrage monétaire M2 :
La sensibilité de l’agrégat monétaire M2 aux chocs se rapproche plus des prédictions
théoriques quand les prix sont à la production (PPI). En effet, dans ce cas, les chocs
d’offre monétaire expliquent une part majeure de la variance de la masse monétaire M2
(annexe 23). L’ancrage monétaire M2 n’est pas exposé aux chocs de change. Ces chocs
ne sont pas une source de perturbation du ciblage intermédiaire de la politique
monétaire en Tunisie.
L’intégration du PPI à la place du CPI dans le modèle accroît la sensibilité de la cible
monétaire M2 aux chocs d’offre réelle. Par ailleurs, la rupture du lien monétariste entre
l’offre de monnaie et les prix est plus soutenue lorsque les prix sont ceux à la
production.
● Le taux d’intérêt à court terme :
Contrairement au cas du modèle avec CPI, la causalité de la cible monétaire M2 par le
taux d’intérêt à court terme est controversée. D’une part, la réponse de la cible
monétaire en réponse à un choc de politique monétaire expansionniste (baisse non
anticipée du TMM) diverge des hypothèses, dans la mesure où elle diminue. D’autre
part, les chocs de politique monétaire, traduits par des variations non anticipées du taux
d’intérêt à court terme, causent une part importante de la variance de la masse monétaire
M2.
Le TMM n’exerce pas de relation de contrôlabilité sur le taux de change nominal. D’où,
le taux de change nominal n’est pas un canal efficace de transmission des changements
de la politique monétaire exprimés par les variations du TMM.
En résumé, comparés aux résultats du SVECM intégrant le CPI, ceux du SVECM
incorporant le PPI mettent en évidence l’accroissement de l’exposition des prix à
production et de l’ancrage monétaire M2 aux chocs d’offre réelle et une contribution
plus active du taux de change nominal dans l’absorption des effets perturbateurs de ces
chocs. En ce qui concerne le mécanisme de transmission de la politique monétaire, nous
notons une relation mitigée entre la cible opérationnelle TMM et le canal offre
333
monétaire M2, ainsi qu’une rupture plus prononcée de la relation monétariste entre
l’offre de monnaie et les prix à la production (PPI).
Les résultats empiriques des deux modèles SVAR contraints distincts, incluant
respectivement l’indice des prix à la consommation (CPI) et l’indice des prix à la
production (PPI), confirment ceux qui ont été obtenus par l’approche d’Edwards
(2006) : en Tunisie, il n’y a pas d’évidence d’un pouvoir de transmission plus élevé du
taux de change nominal aux prix des biens échangeables (PPI) par rapport aux prix des
biens non échangeables (CPI). Dans le deux cas, les prix ne sont pas sensibles aux chocs
de change. Par conséquent, le taux de change nominal ne joue pas le rôle d’un
instrument d’absorption des effets des chocs, notamment sur les prix.
Dés lors, à ce stade du travail, il est important de souligner que l’approche d’Edwards
(2006), fondée sur un modèle à équation unique (chapitre 2 de la première partie), et la
méthodologie empirique basée sur les modèles dynamiques SVECM à équations
multiples interprétés selon le courant de recherche d’Edwards (2006) aboutissent à la
même conclusion : en Tunisie, le taux de change nominal n’est pas un outil
d’ajustement des effets des chocs.
334
4. Cas du modèle de la Jordanie avec l’indice des prix à la production (PPI)
L’ordre d’introduction des variables dans le VAR avec PPI est à l’image de celui du
VAR intégrant le CPI. Le modèle contient les variables suivantes : la production réelle
(RPIBJOR), le taux de change réel JRD/USD (RERJOR), l’indice des prix à la
production (PPIJOR), l’agrégat monétaire M2 (M2JOR), le taux de change effectif
nominal (NEERJOR) et le TMM (TMMJOR). Le système répond aux mêmes chocs
structurels.
Les critères Akaike, FPE, Schwarz et Hannan-Quinn montrent que l’ordre approprié du
VAR en niveau est égal à 1 mois (p = 1).
Les résultats des tests de Dickey-Fuller (1979), de Dickey Fuller augmentés et de
Phillips et Perron (1988) indiquent toutes les séries du VAR en niveau sont non
stationnaires. La production réelle (RPIBJOR) est non stationnaire uniquement selon le
test de Dickey Fuller augmentés à 1%. Le taux de change effectif nominal est non
stationnaire à 5% et 1%. Toutes les variables sont stationnaires en différence première.
Ces séries sont affectées d’une tendance de même ordre d’intégration I(1).
Sur la base de la Trace et de la valeur propre maximale, le test de cointégration de
Johansen montre qu’au seuil de 5%, il existe deux relations de cointégration (r = 2)
entre les six variables considérées. Nous estimons donc un SVECM intégrant les six
variables. La méthode suivie pour la construction et l’estimation du SVECM intégrant
le PPI est identique à celle du SVECM avec CPI. L’espace cointégrant représente les
contraintes de long terme et des restrictions semi-structurelles de court terme sont
imposées256. L’interprétation des résultats s’appuie sur les fonctions de réponse et la
décomposition de la variance257.
256 Le test de faible exogèneïté indique que la production réelle et les prix à la production (PPI) sont les
variables les plus fortement exogènes. Donc, l’espace cointégrant repose sur la normalisation de ces deux
variables. Le système des restrictions à court terme sur-identifié est accepté à une probabilité de 0.84.
257 Les fonctions de réponse et les décompositions des variances du cas intégrant le PPI sont
respectivement présentées aux annexes 24 et 25.
335
Très peu de différences sont notées par rapport au cas du SVECM intégrant le CPI.
Toutefois, une divergence majeure apparaît concernant la sensibilité des prix aux chocs
de change.
● Indice des prix à la production (PPI)
À l’image du CPI, sur la base des fonctions de réponse et de la décomposition de la
variance, l’indice des prix à la production répond sensiblement aux chocs de demande
réelle. La contribution des chocs de demande monétaire dans la variance des prix se
renforce lorsque les prix sont considérés à la production et non à la consommation. Ce
résultat est plus proche des attentes théoriques (Clarida et Gali, 1994).
Les chocs d’offre monétaire sont à l’origine d’une part dérisoire de la variance des prix
à la production et la réponse contradictoire du PPI au choc restrictif d’offre monétaire
est minime. D’où, nous soulignons une rupture plus prononcée de la relation
monétariste entre l’offre de monnaie et les prix, lorsque les prix sont à la production
plutôt qu’à la consommation.
La grande divergence entre le cas intégrant le CPI et le modèle avec PPI réside au
niveau de la sensibilité des prix aux chocs de change. D’une part, contrairement à la
réponse du CPI au choc de change négatif (dépréciation du dinar jordanien), la hausse
du PPI provoquée par un choc de change de même nature est non seulement conforme
aux prédictions théoriques, mais aussi statistiquement significative. D’autre part, la
variance du PPI attribuée aux chocs de change est plus importante que celle du CPI. Dés
lors, un pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix à la production est
mis en évidence. En se basant sur l’approche d’Edwards (2006), compte tenu de
l’absence de transmission des mouvements du taux de change nominal aux prix à la
consommation (CPI) et de la forte transmission du taux de change nominal aux prix à la
production (PPI), nous pouvons conclure qu’en Jordanie, le taux de change nominal est
un instrument d’absorption des effets des chocs.
● L’exposition de la production réelle aux chocs réels d’offre et de demande s’accroît,
alors que les chocs de politique monétaire (exprimés par les variations non anticipées du
336
TMM) perdent leur pouvoir explicatif de la variance de la production réelle (annexe
25).
● Le taux de change réel JRD/USD répond essentiellement à son propre choc, à savoir :
le choc de demande réelle étrangère.
● À l’image du cas intégrant le CPI, l’estimation du SVECM incluant le PPI montre que
l’agrégat monétaire M2 est essentiellement vulnérable aux chocs d’offre monétaire. Les
chocs de politique monétaire, via les variations du taux d’intérêt à court terme, n’ont pas
d’impact sur M2. Les changements de la politique monétaire ne peuvent donc pas être
véhiculés par le brin de transmission allant du TMM au canal offre monétaire.
● Le taux de change effectif nominal :
Lorsque le PPI remplace le CPI dans le SVECM de la Jordanie, le taux de change
effectif nominal est essentiellement réactif aux chocs de demande réelle étrangère
(annexes 24 et 25). Certes, le taux de change nominal ne répond pas aux chocs de
demande monétaire, source conventionnelle de perturbation des prix. Néanmoins,
comme dans le cas intégrant le CPI, les chocs de demande réelle sont la cause
dominante des variations des prix à la production (PPI) et du taux de change réel. Or, le
taux de change nominal réagit à ces chocs. Par conséquent, en Jordanie, le taux de
change effectif nominal est un outil d’ajustement des effets des chocs de demande réelle
sur les prix, aussi bien à la production (PPI) qu’à la consommation (CPI), et sur le taux
de change réel.
Il n’existe pas de relation de causalité ou de contrôlabilité allant du TMM au taux de
change nominal. D’où, le mécanisme de transmission de la politique monétaire ne
s’opère pas à travers ces deux canaux.
● La relation tridimensionnelle en cas de choc de change est confirmée d’avantage dans
le cas où les prix sont à la production (PPI). En effet, la pression inflationniste générée
par le choc de change (dépréciation du JRD) est statistiquement significative et la
hausse du TMM est plus persistante. Ainsi, les autorités monétaires jordaniennes tentent
de contrecarrer l’impact de la transmission du taux de change nominal aux prix (PPI) en
337
générant des conditions monétaires restrictives par la manipulation du TMM. Toutefois,
cette relation est controversée par la part négligeable des chocs de change dans
l’explication de la variance du TMM lorsque le modèle inclut le PPI (annexe 25).
La hausse du TMM améliore l’attractivité des spéculations et investissements libellés en
dinar jordanien et résulte en une appréciation du taux de change nominal (parité des
taux d’intérêt). Par conséquent, que les prix soient considérés à la production ou à la
consommation, en Jordanie, le taux d’intérêt à court terme est un outil d’absorption des
effets des chocs de change. Il joue donc le rôle d’une variable d’ajustement en vue du
maintien de l’ancrage ferme du taux de change nominal JRD/USD (Poddar et al., 2006).
À l’image du modèle intégrant le CPI, l’estimation du SVECM avec PPI montre qu’en
Jordanie, les changements de la politique monétaire ne sont pas transmis par le taux
d’intérêt à court terme, en tant que cible opérationnelle, aux variables fondamentales de
l’économie à travers les canaux intermédiaires offre monétaire et taux de change
nominal.
338
Conclusion
Dans le cadre de notre travail de recherche, la question du pouvoir d’absorption des
effets des chocs par le taux de change nominal a été abordée sous plusieurs angles. Le
premier consiste en l’estimation de modèles à équation unique de courbe de Phillips et
de fonctions de réaction à la façon de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006). Le deuxième
soulève le pouvoir de transmission du taux de change nominal aux prix selon l’approche
d’Edwards (2006). Le dernier englobe l’étude empirique moyennant l’estimation de
modèles SVAR contraints. Dans tous les cas, nous aboutissons à la même conclusion :
en Jordanie, le taux de change nominal est un outil d’ajustement des effets
inflationnistes des chocs. En revanche, en Tunisie, le taux change nominal ne joue pas
le rôle d’un instrument d’absorption des effets des chocs, notamment sur les prix et sur
l’ancrage du taux de change réel.
En vue de préserver sa crédibilité, la BCT doit tenir compte du pouvoir déstabilisateur
des chocs de demande monétaire, des chocs d’offre réelle et des chocs de demande
réelle étrangère sur la cible finale «prix». En effet, la réalisation de l’objectif final de
maîtrise de l’inflation peut être affectée par ces chocs. En Jordanie, les prix sont
vulnérables aux chocs de demande réelle étrangère, aux chocs de demande monétaire et
aux chocs de politique monétaire.
Les études empiriques des chocs affectant l’économie tunisienne et l’économie
jordanienne montrent l’absence de sensibilité significative des prix aux mouvements du
taux de change nominal. Deux conclusions découlent de ce résultat. En premier lieu, les
chocs de change ne constituent pas une source de perturbation de l’objectif final de
maîtrise de
l’inflation, poursuivi par
les autorités monétaires
tunisiennes et
jordaniennes. En outre, la perspective d’une transition progressive vers une politique
monétaire de ciblage de l’inflation ne peut pas être entravée par ces chocs.
En deuxième lieu, il n’y a pas d’évidence d’un pouvoir de transmission des
mouvements du taux de change nominal aux prix. Néanmoins, à ce niveau, l’estimation
de deux modèles SVAR contraints distincts, incluant respectivement l’indice des prix à
la consommation (CPI) et l’indice des prix à la production (PPI), révèle une grande
divergence entre la Tunisie et la Jordanie. En ce qui concerne la Tunisie, l’absence de
339
réactivité des prix aux chocs de change porte aussi bien sur les prix à la consommation
que sur les prix à la production. Dés lors, il n’y a pas d’évidence d’un pouvoir de
transmission «Pass-through» du taux de change nominal aux prix à la consommation et
à la production. En se référant à l’approche d’Edwards (2006), en Tunisie, le taux de
change nominal n’est pas un outil d’ajustement des effets inflationnistes des chocs.
En Jordanie, une différence réside au niveau de la sensibilité des prix à la production
aux chocs de change. Une forte transmission du taux de change nominal aux prix à la
production est soulignée, tandis qu’il n’y a pas d’évidence d’un pouvoir de transmission
du taux de change nominal aux prix à la consommation. Par conséquent, en s’appuyant
sur le courant de recherche d’Edwards (2006), nous pouvons soutenir qu’en Jordanie le
taux de change nominal est un outil effectif d’absorption des effets inflationnistes des
chocs.
Le ciblage intermédiaire officiel de l’agrégat monétaire M2 par les autorités monétaires
tunisiennes est exposé aux chocs d’offre monétaire, aux chocs de politique monétaire,
aux chocs d’offre réelle et aux chocs de demande monétaire. Ces chocs représentent une
menace à la pratique de l’ancrage monétaire, dans la mesure où ils peuvent engendrer
des dérapages monétaires par rapport à la cible pré-fixée. En revanche, l’ancrage
monétaire n’est pas sensible aux chocs de change. Ainsi, les mouvements volatils et non
anticipés du taux de change nominal ne sont pas en mesure de perturber le ciblage
intermédiaire et final de la politique monétaire en Tunisie.
En Tunisie, la fragilité de l’ancrage de la compétitivité aux chocs de change est mise en
exergue. L’accroissement de l’exposition de l’ancrage de la compétitivité aux chocs de
change dans le cas intégrant le taux de change nominal par rapport à l’euro reflète la
densité des échanges commerciaux de la Tunisie avec l’UE. Cette relation est cruciale,
notamment dans le cadre de la double transition à terme vers un régime de change à
flottement libre et une politique monétaire de ciblage de l’inflation. En outre, les chocs
de demande réelle étrangère et les chocs d’offre monétaire représentent des sources de
perturbation de l’ancrage de la compétitivité. Ces chocs sont en mesure d’entraver la
poursuite de la règle du taux de change effectif réel constant (TCERC). Le taux de
change nominal ne contribue pas à l’ajustement des effets de ces chocs dans le but de
ramener le taux de change effectif réel à son niveau initial d’ancrage et de préserver la
340
compétitivité de l’économie tunisienne. À ce titre, le taux de change nominal ne
favorise pas la pratique de la règle du TCERC.
Les réponses des variables de la Jordanie aux chocs sont plus conventionnelles que
celles des variables de la Tunisie. Dans ce sens, conformément aux conclusions
soutenues par Clarida et Gali (1994), les chocs de demande réelle étrangère sont à
l’origine des fluctuations du taux de change réel par rapport au USD. En outre, l’agrégat
monétaire M2 est essentiellement exposé aux chocs d’offre monétaire. Les chocs de
change n’ont pas d’effets sur le taux de change réel et l’agrégat monétaire M2.
Globalement, en Tunisie, le taux de change nominal n’agit pas en tant qu’instrument
d’ajustement des effets des chocs affectant les différentes variables de la politique
monétaire. Il répond principalement à son propre choc et ne fluctue pas dans le but de
contrecarrer les effets indésirables des chocs sur les différents ancrages et cibles de la
politique monétaire. En particulier, le taux de change nominal n’est pas réactif aux
chocs de demande monétaire, sources majeures de perturbation des prix. Néanmoins, le
taux de change nominal répond aux chocs d’offre réelle. Or, ces chocs engendrent des
variations réduites des prix et de la cible monétaire M2. En outre, l’introduction des prix
à la production (PPI) dans le modèle accentue l’exposition des prix et de la masse
monétaire M2 aux chocs d’offre réelle et accroît la réactivité du taux de change nominal
à ces chocs. D’où, il apparaît que le taux de change nominal contribue modestement à
l’amortissement des effets réduits des chocs d’offre réelle sur les prix et l’ancrage
monétaire M2.
L’estimation d’un SVECM de la Tunisie intégrant le taux de change nominal par
rapport à l’euro et non pas relativement au USD n’engendre pas de changements quant à
l’absence de sensibilité des prix aux chocs de change. Aussi, le taux de change
TND/euro ne joue pas le rôle d’un instrument d’ajustement des effets des chocs sur
l’ancrage de la compétitivité et les prix. Cependant, en dépit d’un rôle limité du taux de
change nominal TND/euro dans l’absorption des effets déstabilisateurs des chocs
d’offre réelle et monétaire sur les ancrages et les cibles de la politique monétaire, ce rôle
est plus important que dans le cas où le taux de change nominal est considéré par
rapport au USD. Par conséquent, comparé au taux de change nominal TND/USD, le
341
taux de change nominal TND/euro permet de privilégier davantage les objectifs de
stabilité des prix et de maintien de la compétitivité, poursuivis par la BCT.
L’absence d’une contribution significative du taux de change nominal (qu’il soit par
rapport au USD ou par rapport à l’euro) dans l’absorption des effets des chocs nous
amène à déduire que les mouvements du taux de change nominal seraient encadrés par
les autorités monétaires tunisiennes dans un contexte de semi-ancrage souple et modéré.
Une explication plausible de cette orientation est la «peur du flottement» qui influence
la conduite de la politique monétaire en Tunisie. Dans ce sens, la «peur du flottement»,
incite la BCT à alléger la pression sur le taux de change nominal et à limiter ses
mouvements excessifs. D’ailleurs, l’assouplissement de la règle du TCERC est
confirmé empiriquement. La tolérance des mouvements du taux de change effectif réel
reflète la volonté des autorités monétaires tunisiennes de limiter la volatilité du taux de
change nominal.
Animées par la «peur du flottement», les autorités monétaires tunisiennes semblent
privilégier l’objectif de la gestion de la dette extérieure au détriment des objectifs
primordiaux de maîtrise de l’inflation et de maintien de la compétitivité. Cette ligne
d’action est justifiée par un endettement extérieur remarquablement lourd (le ratio
d’endettement extérieur par rapport au PIB a été réduit à 55,6% en 2007).
En Jordanie, les résultats mettent en exergue la forte réactivité du taux de change
effectif nominal aux chocs de demande réelle étrangère. Le taux de change nominal
répond aux chocs de demande réelle en vue d’influencer le taux de change réel et de le
rétablir à son niveau initial. Ces chocs représentent la cause dominante de perturbation
non seulement du taux de change réel, mais aussi des prix à la consommation et à la
production. D’où, d’une part, le taux de change nominal contribue activement dans
l’amortissement des effets des chocs de demande réelle étrangère sur le taux de change
réel et sur les prix. D’autre part, dans le même ordre d’idées, selon Edwards (2006),
l’impact du taux de change nominal sur le taux de change réel confirme la capacité
d’ajustement du taux de change nominal des effets des chocs de demande réelle
étrangère sur les prix. Ce résultat est pertinent dans la mesure où la l’économie
jordanienne est fortement vulnérable aux chocs de cette nature. En particulier,
342
l’intégration des prix à la production (PPI) renforce le poids des effets des chocs de
demande réelle étrangère.
Dans le cadre du mécanisme de transmission de la politique monétaire en Tunisie, le
taux d’intérêt à court terme semble être la véritable cible opérationnelle qui reflète le
mieux les changements de la politique monétaire. Pourtant, depuis 2006, la BCT a
annoncé que la base monétaire représente la cible opérationnelle officielle de la
politique monétaire. En outre, en dépit de la rupture de la relation monétariste entre
l’offre de monnaie et les prix, le mécanisme de transmission de la politique monétaire
repose d’avantage sur le canal monétaire que sur le canal «taux de change nominal».
L’identification empirique des canaux du processus de transmission de la politique
monétaire en Tunisie est quelque peu controversée. D’une part, la BCT n’octroie pas au
TMM un rôle actif dans la lutte ainsi que dans la prévention contre l’instabilité des prix.
Le taux d’intérêt à court terme ne réagit pas aux fluctuations non anticipées du taux de
change nominal en vue de préserver la stabilité des prix. Il ne constitue donc pas un
instrument d’ajustement des effets des chocs de change sur les prix. Par conséquent, la
relation tridimensionnelle «taux de change nominal - prix - taux d’intérêt» n’est pas
mise en évidence en cas de chocs de change. Il en découle que le TMM représente
plutôt une variable d’ancrage, réservée à la réalisation de l’objectif de stabilité
financière.
D’autre part, certes, au niveau intermédiaire, la quasi-rupture de la relation monétariste
entre l’offre de la monnaie et les prix en Tunisie est soutenue lorsque la cible
opérationnelle de la politique monétaire est le taux d’intérêt à court terme. Cependant,
malgré l’absence de contrôlabilité de l’agrégat monétaire M2 par la base monétaire,
paradoxalement, le lien monétariste s’améliore lorsque la base monétaire est incluse au
titre de cible opérationnelle.
Dans le cas où les prix sont considérés par rapport à la production, nous notons une
relation mitigée entre la cible opérationnelle TMM et le canal offre monétaire M2, ainsi
qu’une rupture plus prononcée de la relation monétariste entre l’offre de monnaie et les
prix à la production (PPI).
343
En Tunisie, le taux de change nominal n’est pas un canal actif dans le cadre du
processus de transmission des changements de la politique monétaire exprimés par les
variations des cibles opérationnelles (base monétaire ou TMM). L’incapacité du taux de
change nominal de transmettre les changements de la politique monétaire est soulignée
aussi bien dans le cas où le taux de change nominal est considéré par rapport au USD
que lorsque le taux de change nominal est relatif à l’euro.
Les résultats de l’estimation du SVECM intégrant le taux de change nominal par rapport
à l’euro illustrent la tendance des autorités monétaires à privilégier la compétitivité de
l’économie tunisienne vis-à-vis de l’UE, et ce en raison du poids de l’UE dans le
commerce extérieur de la Tunisie. Deux états de figure témoignent de l’attention de la
BCT focalisée sur le maintien de la compétitivité dans le commerce avec l’UE. Le
premier se résume à la volonté des autorités monétaires de favoriser la compétitivité en
profitant des conditions monétaires avantageuses générées par un choc de politique
monétaire restrictive. Le deuxième met en évidence l’existence d’une relation
tridimensionnelle «taux de change - prix - taux d’intérêt à court terme» en cas de choc
de change par rapport à l’euro. Dans ce cas le TMM représente un outil de lutte contre
les pressions inflationnistes attendues engendrées par les chocs de change contre l’euro.
Nos résultats empiriques ne permettent pas d’identifier la cible opérationnelle et les
canaux intermédiaires effectifs de transmission de la politique monétaire en Jordanie. À
l’image de la base monétaire, le taux d’intérêt à court terme n’est pas en mesure
d’influencer les canaux de transmission éventuels (canal de l’offre monétaire et le canal
taux de change nominal) en vue d’influencer les variables fondamentales de l’économie.
Ce résultat renforce l’idée qu’en Jordanie, le taux d’intérêt à court terme est une
variable d’ajustement en vue du maintien de l’ancrage ferme du taux de change nominal
JRD/USD (Poddar, 2006). Aussi, la base monétaire contribue à préserver cet ancrage
intermédiaire, pilier de la politique monétaire en Jordanie.
La relation tridimensionnelle en cas de choc de change est vérifiée en Jordanie. Ainsi, la
réponse du taux d’intérêt à court terme est menée dans le sens d’une orientation de
politique monétaire restrictive visant l’amortissement des pressions inflationnistes
provoquées par le choc de change. Ce mécanisme est mis en évidence que les prix
soient considérés à la production ou à la consommation. Par ailleurs, selon une approche
344
spéculative sur les marchés des changes (parité des taux d’intérêt), la réponse du TMM
influe sur l’attractivité des spéculations et investissements libellés en dinar jordanien.
Elle permet donc d’absorber les mouvements non anticipés du taux de change nominal
et de maintenir ainsi le niveau d’ancrage du taux de change nominal par rapport au
USD. Dés lors, la Jordanie se démarque par rapport à la Tunisie par la capacité
d’ajustement du TMM des effets des chocs de change dans le but de préserver le
rattachement fixe de la monnaie domestique par rapport au dollar.
Au niveau intermédiaire de la transmission de la politique monétaire, l’agrégat
monétaire M2 ne représente pas un canal efficace de transmission des changements de
la politique monétaire aux prix. La relation monétariste entre l’offre de monnaie et les
prix est très affaiblie lorsque le TMM est considéré au titre de cible opérationnelle. Elle
est rompue dans le cas où le TMM est remplacé par la base monétaire. La rupture de la
relation monétariste est plus prononcée lorsque les prix sont à la production plutôt qu’à
la consommation.
Le taux de change effectif nominal n’est pas un canal de transmission de la politique
monétaire en Jordanie. En effet, il n’y a pas d’évidence empirique soutenant la capacité
du canal taux de change effectif nominal de propager les changements de la politique.
Il est important de souligner que nos résultats sont fondés sur la supposition que les
politiques monétaires en Tunisie et en Jordanie, dont l’objectif ultime et final est de
contenir l’inflation, aient été opérationnelles tout au long de la période de l’étude.
Néanmoins, il est difficile d’écarter la possibilité que les autorités monétaires
tunisiennes et jordaniennes adoptent une politique monétaire passive en conditions
économiques normales et agissent activement en cas de chocs affectant l’économie.
Dans ce cas, la robustesse de nos estimations pourrait être mise en cause, et la
disposition de données complémentaires sur les politiques monétaires menées en
Tunisie et en Jordanie est requise.
Une explication éventuelle de l’absence de sensibilité des prix aux mouvements du taux
de change nominal et de la rupture de la relation monétariste entre l’offre de monnaie et
les prix en Tunisie est l’administration des prix. L’administration du tiers des prix inclus
dans le panier de calcul de l’indice des prix à la consommation (CPI) constitue un
345
obstacle majeur à la réactivité des prix aux chocs en Tunisie. L’intégration de cette
pratique au niveau empirique pourrait constituer une ouverture de recherche pertinente.
Une explication plus approfondie nécessiterait la prise en compte dans le modèle VAR
de la composante des prix administrés du CPI. Cela permettrait d’affiner nos résultas et
de mieux expliquer l’absence de réactivité des prix aux mouvements du taux de change
nominal en Tunisie. Cette version constitue une ligne de recherche éventuelle dans
l’avenir.
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361
Annexes
Annexe 1. Arrangements de facto des régimes de change et ancrages de la politique
monétaire des pays d’Agadir au 31 Décembre 2004
Politique monétaire
Ancrage du taux de
Ancrage d’un agrégat
change
monétaire
Régime de change
Rattachement fixe
conventionnel par rapport à
une seule devise
Rattachement fixe
conventionnel par rapport à
un panier monétaire
Jordanie
Maroc
Rattachement à parité
Tunisie
Tunisie
glissante
Flottement géré sans
trajectoire prédéterminée de
taux de change
Égypte
Source: Classification of Exchange Rate Arrangements and Monetary Policy
Frameworks, FMI, Décembre 2004.
362
Annexe 2. Arrangements de facto des régimes de change et ancrages de la politique
monétaire des pays d’Agadir au 31 Décembre 2005
Politique monétaire
Ancrage du taux de
Ancrage d’un agrégat
change
monétaire
Jordanie
Maroc
Régime de change
Rattachement fixe
conventionnel par rapport à
une seule devise
Rattachement fixe
conventionnel par rapport à
un panier monétaire
Flottement géré sans
trajectoire prédéterminée de
taux de change
Égypte, Tunisie
Source: De Facto Classification of Exchange Rate Regimes and Monetary Policy
Framework, FMI, Décembre 2005.
363
Annexe 3. Arrangements de facto des régimes de change et ancrages de la politique
monétaire des pays d’Agadir au 30 Avril 2007
Politique monétaire
Ancrage du taux de
Ancrage d’un agrégat
change
monétaire
Jordanie,
Égypte
Maroc
Régime de change
Rattachement fixe
conventionnel par rapport à
une seule devise
Rattachement fixe
conventionnel par rapport à
un panier monétaire
Flottement géré sans
trajectoire prédéterminée de
taux de change
Tunisie
Source: Monetary Policy Framework, De Facto Exchange Rate Arrangements and
Anchors of Monetary Policy, FMI, Avril 2007.
364
Annexe 4. Matrices des corrélations
Matrice des corrélations des variables du modèle tunisien
Taux de change
nominal
TND/USD
M2
IPC
Taux de change
effectif réel
Taux de change
nominal 1TND/USD
1
-0.8656
-0.9133
0.5834
Cible monétaire M2
-0.8656
1
0.9319
-0.6859
Base monétaire
-0.8555
0.9857
0.9453
-0.6714
TMM
0.8581
-0.8646
-0.8558
0.4627
Matrice des corrélations des variables du modèle jordanien
Taux de
change réel
M2
Base
monétaire
TMM
IPC
0.9853
-0.5194
-0.7389
-0.1015
-0.8073
Taux de change
effectif nominal
Agrégat monétaire M2
-0.4844
1
0.8538
-0.6332
0.8659
Base monétaire
-0.6735
0.8538
1
-0.2732
0.9301
365
Annexe 5. Test de causalité de Granger des variables de la Tunisie
Période de l’étude : 1986:01 - 2006:12
LREERTUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LREERTUN
LCPITUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LCPITUN
LM2TUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LM2TUN
LNERTUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LNERTUN
TMMTUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LBASETUN
LCPITUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LCPITUN
LM2TUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LM2TUN
LNERTUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LNERTUN
TMMTUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LBASETUN
LM2TUN does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause LM2TUN
LNERTUN does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause LNERTUN
TMMTUN does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause LBASETUN
LNERTUN does not Granger Cause LM2TUN
LM2TUN does not Granger Cause LNERTUN
TMMTUN does not Granger Cause LM2TUN
LM2TUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LM2TUN
LM2TUN does not Granger Cause LBASETUN
TMMTUN does not Granger Cause LNERTUN
LNERTUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LNERTUN
LNERTUN does not Granger Cause LBASETUN
LBASETUN does not Granger Cause TMMTUN
TMMTUN does not Granger Cause LBASETUN
Obs
246
246
229
246
246
241
259
243
260
260
255
242
259
259
254
243
243
243
260
255
255
F-Statistic
Probabilité
1.03658
1.76995
3.11746
0.96941
7.04239
9.76582
1.68628
0.32729
3.25627
0.63032
3.38607
2.95777
0.94245
1.04499
0.42917
0.47281
0.70821
0.66472
1.30740
0.37080
0.43995
0.51921
1.99901
1.37330
0.06875
2.51799
0.64993
1.39392
2.47522
2.82868
1.62617
2.31973
6.86659
0.86412
0.29843
4.01791
2.49180
0.37609
2.37930
1.51441
2.33743
0.95513
0.38899
0.13560
0.01590
0.42495
2.4E-05
2.7E-07
0.15386
0.85950
0.01266
0.64132
0.01025
0.02069
0.43995
0.38453
0.78750
0.75567
0.58698
0.61704
0.26773
0.82935
0.77968
0.72169
0.09548
0.24392
0.99131
0.04191
0.62742
0.23655
0.04494
0.02540
0.16840
0.05773
3.0E-05
0.48616
0.87879
0.00359
0.04370
0.82561
0.05237
0.19852
0.05598
0.43282
366
Annexe 6. Test de causalité de Granger des variables de la Jordanie
Période de l’étude : 1986:01 – 2006:12
LRERJOR does not Granger Cause LRPIBJOR
LRPIBJOR does not Granger Cause LRERJOR
LCPIJOR does not Granger Cause LRPIBJOR
LRPIBJOR does not Granger Cause LCPIJOR
LM2JOR does not Granger Cause LRPIBJOR
LRPIBJOR does not Granger Cause LM2JOR
LNEERJOR does not Granger Cause LRPIBJOR
LRPIBJOR does not Granger Cause LNEERJOR
TMMJOR does not Granger Cause LRPIBJOR
LRPIBJOR does not Granger Cause TMMJOR
LBASEJOR does not Granger Cause LRPIBJOR
LRPIBJOR does not Granger Cause LBASEJOR
LCPIJOR does not Granger Cause LRERJOR
LRERJOR does not Granger Cause LCPIJOR
LM2JOR does not Granger Cause LRERJOR
LRERJOR does not Granger Cause LM2JOR
LNEERJOR does not Granger Cause LRERJOR
LRERJOR does not Granger Cause LNEERJOR
TMMJOR does not Granger Cause LRERJOR
LRERJOR does not Granger Cause TMMJOR
LBASEJOR does not Granger Cause LRERJOR
LRERJOR does not Granger Cause LBASEJOR
LM2JOR does not Granger Cause LCPIJOR
LCPIJOR does not Granger Cause LM2JOR
LNEERJOR does not Granger Cause LCPIJOR
LCPIJOR does not Granger Cause LNEERJOR
TMMJOR does not Granger Cause LCPIJOR
LCPIJOR does not Granger Cause TMMJOR
LBASEJOR does not Granger Cause LCPIJOR
LCPIJOR does not Granger Cause LBASEJOR
LNEERJOR does not Granger Cause LM2JOR
LM2JOR does not Granger Cause LNEERJOR
TMMJOR does not Granger Cause LM2JOR
LM2JOR does not Granger Cause TMMJOR
LBASEJOR does not Granger Cause LM2JOR
LM2JOR does not Granger Cause LBASEJOR
TMMJOR does not Granger Cause LNEERJOR
LNEERJOR does not Granger Cause TMMJOR
LBASEJOR does not Granger Cause LNEERJOR
LNEERJOR does not Granger Cause LBASEJOR
LBASEJOR does not Granger Cause TMMJOR
TMMJOR does not Granger Cause LBASEJOR
Obs
246
246
246
246
246
246
259
259
259
259
259
259
259
259
259
260
260
260
260
260
260
F-Statistic
Probabilité
5.32777
1.88058
3.03993
2.36853
0.62095
3.57796
5.85585
1.24102
2.05331
0.36801
2.09273
1.70029
1.98509
20.4004
0.31258
2.37958
1.01308
1.33628
0.02026
0.61493
0.16724
0.79919
2.36260
4.14644
17.7579
2.49943
0.42131
1.42324
1.58200
1.93800
1.83930
0.04766
2.68929
1.43256
2.44212
1.77803
0.20658
0.04088
0.20322
0.61603
0.65971
1.29461
0.00040
0.11454
0.01805
0.05339
0.64800
0.00744
0.00016
0.29419
0.08770
0.83129
0.08247
0.15066
0.09731
1.5E-14
0.86943
0.05230
0.40118
0.25696
0.99919
0.65227
0.95489
0.52668
0.05373
0.00286
7.6E-13
0.04318
0.79321
0.22673
0.17959
0.10466
0.12180
0.99571
0.03178
0.22367
0.04732
0.13374
0.93462
0.99681
0.93645
0.65148
0.62055
0.27263
367
Annexe 7. La modélisation SVAR (vecteur auto-régressif structurel)
Proposés par Sims (1980), les modèles VAR permettent de modéliser de façon
relativement non contrainte le comportement dynamique d’un ensemble de variables
macroéconomiques. Plus spécifiquement, on note
Xt = µ+ H1 xt-1 + H2 xt-2 + ... + Hp xt-p + ut
L’équation de forme réduite peut se réécrire comme :
H(L) Xt = µ + ut
p
Avec H(L) = Σ Hi Li et H0 = I
i=0
Xt est un vecteur de dimension (n,1), ut est un terme d’erreur vectoriel de dimension
(n,1) avec E(ut) = 0 et var(ut) = Σ et les Hi sont de matrices de coefficients de dimension
(n,n). n est le nombre de variables du modèle et p est le retard. L’estimation du VAR
standard ou de forme réduite aboutit aux valeurs estimées de la matrice H et de la
matrice variance-covariance Σ.
Les modèles VAR correspondent à des formes réduites non contraintes où chacune des
variables xit dépend de ses propres retards mais aussi des retards de toutes les autres
variables retenues258. Toutefois, une telle approche non contrainte ne se prête pas
directement à l’interprétation économique. Cette limite apparaît directement lors de la
dérivation de la représentation moyenne mobile du modèle VAR259. Ainsi, la forme
VMA réduit s’écrit :
Xt = ut + C1 ut-1 + C2 ut-2 + ...
258 Dans la forme réduite du VAR, les variables ne sont pas déterminées par des variables
contemporaines.
259 Sous condition de stationnarité du processus VAR.
368
Les matrices Ci (nxn) sont obtenues de façon récursive à partir des matrices Hi
précédentes. La représentation moyenne mobile ou plus spécifiquement les coefficients
Cij,l donnent l’impact d’un choc uj sur la variable xi après l retard. L’approche de type
forme réduite pose des problèmes d’identification dans la mesure où le choc ut capte
possiblement une combinaison linéaire de chocs économiques. Ceci limite grandement
la portée de son interprétation économique. C’est pour cette raison que Sims (1980),
Bernanke (1986), Sims (1986) et plus récemment Blanchard et Quah (1989) ont proposé
des méthodes d’analyse dite structurelle qui permettent d’inférer à partir des estimés de
forme réduite du modèle VAR les paramètres de la structure économique sous-jacente
en imposant un certain nombre de restrictions d’identification. On solutionne ainsi le
problème d’identification habituel dans le cadre d’une méthodologie assez robuste.
La représentation moyenne mobile structurelle du modèle est donnée par
∞
Xt = C0 εt + C1 εt-1 + C2 εt-2 + … = Σ Ci εt-i = C(L) εt
i=0
(1)
C0 est une matrice de dimension (n×n) qui représente la relation structurelle
contemporaine entre les variables du système. Cette matrice traduit les effets à court
terme des chocs structurels sur les variables du modèle. Comme ce modèle structurel
n’est pas directement observable, l’estimation du modèle VAR permet d’obtenir la
représentation moyenne mobile de forme réduite suivante :
Xt = ut + R1 ut-1 + R2 ut-2 + … = Σ Ri ut-i = R(L) ut
i =0
∞
(2)
La comparaison des équations (1) et (2) nous donne la relation fondamentale suivante
ut = C0 εt, ou εt = C0
-1 ut
(3)
369
Cette relation montre clairement que le vecteur des innovations du VAR estimé de
forme réduite ut est une combinaison linéaire des innovations structurelles εt. εt
représente le vecteur des chocs structurels. Ce sont des innovations normalisées et
orthogonales avec E(εtεt') = I.
De plus, comme ∑ = E(utut’), on peut déduire une relation entre la matrice C0 et ∑ qui
est obtenu par l’estimation du VAR standard. Ainsi,
∑ = E(C0εtεt’C0’) = C0 E(εtεt’) C0’= C0IC0’ = C0C0’
(4)
La matrice variance-covariance des innovations structurelles s’exprime en fonction de
la matrice variance-covariance des innovations de forme réduite.
Var (εt) = C0
Donc, Ω = C0
-1 var (ut) (C0
-1 Σ (C0
-1)’
-1)’ = C0
-1 Σ (C0
-1)’
(5)
Les relations (3) et (5) montrent qu’une construction de la forme structurelle à partir
d’un VAR standard de forme réduite nécessite les étapes suivantes. Dans un premier
temps, la matrice C0 doit être calculée Cette étape permet dans un deuxième temps la
détermination de la matrice des coefficients structurels et de la matrice de variance-
covariance des chocs structurels Ω.
En fait, la relation (4) constitue un système de n2 équations (les n2 éléments de la
matrice C0) reliées à un ensemble de n(n+1)/2 paramètres connus par l’estimation du
VAR standard de forme réduite (les n variances et n(n-1)/2 covariances de la matrice ∑)
qui ne peut être résolu sans restrictions supplémentaires. Précisément, il est nécessaire
d’imposer n(n-1)/2 {n2 – n(n+1)/2} restrictions additionnelles. En d’autres termes, il
s’agit d’imposer les valeurs de n(n-1)/2 paramètres du modèle VAR structurel. C’est à
ce niveau qu’intervient la méthode de Blanchard et Quah (1989) qui permet d’imposer
dans
la modélisation des propriétés de
long
terme découlant de
la
théorie
macroéconomique. Blanchard et Quah proposent d’imposer n(n-1)/2 restrictions (n
étant le nombre de variables) dans le but de résoudre le système à n2 équations avec
370
n(n+1)/2 paramètres connus. Plus spécifiquement, les restrictions seront imposées sur la
matrice C(1) (C(1) = C0 + C1 + C2 + ....) qui donne l’impact à long terme des différents
chocs structurels. Ces restrictions identificatrices engendrent la forme triangulaire
inférieure de la matrice C(1).
En utilisant la relation (3), εt = C0
-1 ut, on peut réécrire la représentation moyenne
mobile structurelle (1) comme,
Xt = C0C0
-1 ut + C1C0
Xt = ut + C1C0
-1 ut-1 + C2 C0
-1 ut-1 + C2 C0
-1 ut-2 +
-1 ut-2 +
(6)
(7)
En comparant cette dernière équation à l’équation (2), on note que R0 = I, R1 = C1C0
-1,
-1,... ce qui nous permet d’écrire la matrice des effets de long terme de la
R2 = C2 C0
forme réduite R(1) en fonction de la matrice des effets à long terme de la forme
structurelle C(1).
R(1) = R0 + R1+ R2... = C(1) C0
-1
En utilisant l’équation (4) pour substituerΣ, on obtient la relation suivante :
R(1) ∑ R(1)’ = C(1) C0
-1’C(1)’
-1 ∑ C0
-1 C0C0’ C0
-1’C(1)’
= C(1) C0
= C(1) C(1)’
(8)
(9)
Dans le cas particulier où les contraintes résultent en une matrice des effets structurels à
long terme triangulaire, il est possible de calculer les valeurs des paramètres du VAR
structurel en utilisant la décomposition de Choleski. Soit H, la matrice triangulaire
inférieure obtenue par la décomposition de Choleski appliquée à C(1) ∑ C(1)’, on
obtient
H H’ = R(1) ∑ R(1)’
(10)
371
Puisque H est l’unique décomposition triangulaire inférieure de R(1) ∑ R(1)’, on en
déduit que:
C(1) = H
(11)
Sachant que R(1) = C(1) C0
-1 et à partir de la relation (3), on peut finalement obtenir un
estimé de la matrice C0.
C0 = R(1)-1 H
(12)
En résumé, la méthodologie de Blanchard et Quah adoptée par Clarida et Gali (1994)
consiste à estimer la forme réduite du modèle, à déterminer R(1), à calculer l’unique
matrice triangulaire inférieure de la décomposition de Choleski (H H’ = R(1) ∑ R(1)’)
et enfin à exploiter la relation (12) pour identifier la matrice des relations structurelles
instantanées C0. Ces étapes nous mènent à la définition du système dynamique structurel
ainsi qu’aux séries de chocs structurels.
372
Annexe 8. La méthode de Blanchard et Quah (1989)
La méthodologie de Blanchard et Quah (1989) permet de distinguer entre les chocs
d’offre et les chocs de demande. Le cadre théorique retenu par Blanchard et Quah
(1989) est un modèle d’offre et de demande agrégées (AS et AD). Il repose sur les
hypothèses suivantes :
■ À long terme, le niveau d’activité est déterminé par les ressources productives,
l’évolution technologique et le rapport des prix relatifs des facteurs de production
(hypothèse propre au courant néo-classique).
■ À court terme, les prix et les salaires sont rigides (théorie keynésienne des
fluctuations).
La pente de AD est négative dans la mesure où si les prix augmentent la demande des
biens diminuent. La pente de AS à court terme est positive : lorsque les prix évoluent à
la hausse, l’offre des biens s’accroît. L’offre agrégée à long terme (ASLT) est
représentée par une droite verticale. Par conséquent, à long terme, l’offre des biens est
indépendante des prix.
373
Une illustration simplifiée des chocs d’offre et de demande des biens est schématisée
comme suit.
Choc d’offre
Un choc d’offre positif, se traduisant par la hausse de la quantité de biens produits dû à
une invention technologique, entraîne le déplacement de la courbe ASCT à ASCT’. À
court terme, la production augmente et les prix baissent suite au choc d’offre positif.
Cette réaction est amplifiée par la suite. On passe de l’équilibre à court terme à
l’équilibre à long terme. À long terme, l’impact du choc d’offre positif consiste en une
baisse importante des prix et en une augmentation significative de la production E’’(P’’,
Y’’).
374
Choc de demande
Un choc de demande positif, résultant par exemple de la hausse de la consommation des
biens et des services, déplace la courbe de demande agrégée de AD à AD’. Les prix et la
production augmentent (E’). La baisse des salaires réels due à la hausse des prix stimule
l’emploi. Toutefois, à long terme, ces réactions peuvent exercer une pression à la hausse
sur les salaires nominaux, engendrant ainsi une baisse de la production jusqu’à son
niveau initial d’avant le choc. Ainsi, à long terme, en réponse à un choc de demande, la
production ne varie pas alors que les prix augmentent E’’(P’’, Y).
Ce cadre théorique montre les mécanismes qui permettent d’imposer la restriction de
nullité des effets à long terme d’un choc de demande sur la production, telle que
stipulée par Blanchard et Quah (1989).
375
Annexe 9. Les séries en niveau et en différence première du VAR de la Tunisie
avec la base monétaire à titre d’instrument opérationnel
4.8
4.7
4.6
4.5
4.4
4.3
4.2
4.8
4.6
4.4
4.2
4.0
3.8
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
-.5
5.0
4.9
4.8
4.7
4.6
4.5
4.4
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Production réelle
Taux de change effectif réel
24.0
23.6
23.2
22.8
22.4
22.0
21.6
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
IPC
M2
22.4
22.0
21.6
21.2
20.8
20.4
20.0
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Taux de change nominal 1TND/USD
Base monétaire
376
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
-.06
-.08
.04
.02
.00
-.02
-.04
-.06
-.08
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Production réelle
Taux de change effectif réel
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
CPI
M2
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Taux de change nominal 1TND/USD
Base monétaire
377
Annexe 10. Les séries en niveau et en différence première du VAR de la Jordanie
avec la base monétaire à titre d’instrument opérationnel
5.2
5.0
4.8
4.6
4.4
4.2
4.0
5.0
4.8
4.6
4.4
4.2
4.0
3.8
3.6
5.6
5.4
5.2
5.0
4.8
4.6
4.4
1.0
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Production réelle
Taux de change réel JRD/USD
23.6
23.2
22.8
22.4
22.0
21.6
21.2
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Indice des prix à la consommation
Agrégat monétaire M2
22.4
22.0
21.6
21.2
20.8
20.4
20.0
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Taux de change effectif nominal
Base monétaire
378
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
-.5
.1
.0
-.1
-.2
-.3
-.4
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Production réelle
Taux de change réel JRD/USD
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Indice des prix à la consommation
Agrégat monétaire M2
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
86
88
90
92
94
96
98 00
02
04
06
Taux de change effectif nominal
Base monétaire
379
Annexe 11. Détermination de l’ordre des modèles VAR en niveau de la Tunisie
Variables endogènes: LRPIBTUN LREERTUN LCPITUN LM2TUN LNERTUN TMMTUN
Période: 1986:01 2006:12
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
1
2
3
4
5
6
7
8
840.7398
2971.768
3034.586
3071.116
3114.030
3147.266
3182.408
3215.235
3255.338
NA
4121.988
117.9698
66.54269
75.75411
56.79741
58.07501
52.39948
61.75559*
1.59E-11
4.55E-20
3.54E-20
3.53E-20
3.32E-20*
3.43E-20
3.49E-20
3.64E-20
3.56E-20
-7.837932
-27.50955
-27.76138
-27.76635
-27.83127*
-27.80532
-27.79726
-27.76746
-27.80599
-7.743248
-26.84676*
-26.53048
-25.96735
-25.46416
-24.87010
-24.29394
-23.69604
-23.16646
-7.799667
-27.24170
-27.26393*
-27.03931
-26.87464
-26.61910
-26.38145
-26.12206
-25.93100
Variables endogènes: LRPIBTUN LREERTUN LCPITUN LM2TUN LNERTUN LBASETUN
Période: 1986:01 2006:12
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
1
2
3
4
5
6
7
8
1399.635
3271.354
3343.209
3374.518
3422.979
3474.578
3504.022
3538.767
3581.366
NA
3620.416
134.9375
57.03373
85.54561
88.17918
48.65738
55.46279
65.59756*
8.36E-14
2.73E-21
1.95E-21
2.04E-21
1.82E-21
1.59E-21*
1.70E-21
1.74E-21
1.67E-21
-13.08577
-30.32258
-30.65924
-30.61520
-30.73220
-30.87867*
-30.81710
-30.80533
-30.86729
-12.99109
-29.65979*
-29.42834
-28.81619
-28.36509
-27.94346
-27.31379
-26.73390
-26.22776
-13.04751
-30.05472
-30.16179*
-29.88816
-29.77557
-29.69245
-29.40130
-29.15993
-28.99230
380
Annexe 12. Détermination de l’ordre des modèles VAR en niveau de la Jordanie
Variables endogènes: LRPIBJOR LRERJOR LCPIJOR LM2JOR LNEERJOR TMMJOR
Période: 1986:01 2006:12
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
1
2
3
4
5
6
7
8
675.8234
3063.690
3099.098
3138.226
3181.414
3210.124
3231.672
3253.926
3280.287
NA
4637.592
67.01222
72.11268
77.45171*
50.06483
36.50721
36.59996
42.04687
1.59E-10
5.75E-19
5.78E-19
5.64E-19
5.33E-19*
5.68E-19
6.44E-19
7.28E-19
7.97E-19
-5.535731
-24.97264
-24.96775
-24.99361
-25.05301*
-24.99276
-24.87332
-24.75972
-24.68006
-5.449228
-24.36712*
-23.84322
-23.35006
-22.89044
-22.31118
-21.67273
-21.04011
-20.44143
-5.500884
-24.72872*
-24.51475
-24.33153
-24.18185
-23.91252
-23.58401
-23.26133
-22.97259
Variables endogènes: LRPIBJOR LRERJOR LCPIJOR LM2JOR LNEERJOR LBASEJOR
Période: 1986:01 2006:12
Lag
LogL
LR
FPE
AIC
SC
HQ
0
1
2
3
4
5
6
7
8
1210.100
3502.486
3544.991
3579.047
3616.684
3648.714
3670.281
3695.591
3725.838
NA
4452.156
80.44168
62.76576
67.49717
55.85393*
36.53881
41.62614
48.24498
1.92E-12
1.53E-20
1.45E-20*
1.48E-20
1.46E-20
1.52E-20
1.72E-20
1.89E-20
2.01E-20
-9.951237
-28.59906
-28.65281*
-28.63675
-28.65028
-28.61747
-28.49819
-28.40984
-28.36230
-9.864735
-27.99354*
-27.52828
-26.99321
-26.48772
-25.93589
-25.29759
-24.69023
-24.12367
-9.916391
-28.35514*
-28.19981
-27.97467
-27.77912
-27.53723
-27.20887
-26.91145
-26.65483
381
Annexe 13. Test de cointégration de Johansen des données du VAR de la Tunisie
Séries : LRPIBTUN LREERTUN LCPITUN LM2TUN LNERTUN TMMTUN
Lags interval: 1 to 4
Hypothesized
No. of CE(s)
None
At most 1
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.354047
0.160186
0.065210
0.045918
0.025105
0.003459
Trace
Statistic
169.8597
71.52818
32.24886
17.07644
6.500227
0.779569
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
94.15
68.52
47.21
29.68
15.41
3.76
103.18
76.07
54.46
35.65
20.04
6.65
Hypothesized
No. of CE(s)
None
At most 1
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.354047
0.160186
0.065210
0.045918
0.025105
0.003459
Max-Eigen
Statistic
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
98.33153
39.27932
15.17242
10.57621
5.720657
0.779569
39.37
33.46
27.07
20.97
14.07
3.76
45.10
38.77
32.24
25.52
18.63
6.65
Séries : LRPIBTUN LREERTUN LCPITUN LM2TUN LNERTUN LBASETUN
Lags interval: 1 to 5
Hypothesized
No. of CE(s)
None **
At most 1 **
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.334808
0.150676
0.089975
0.059096
0.030834
0.004307
Trace
Statistic
168.3637
78.26656
42.17405
21.33749
7.875341
0.953803
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
94.15
68.52
47.21
29.68
15.41
3.76
103.18
76.07
54.46
35.65
20.04
6.65
Hypothesized
No. of CE(s)
None **
At most 1 *
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.334808
0.150676
0.089975
0.059096
0.030834
0.004307
Max-Eigen
Statistic
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
90.09709
36.09251
20.83656
13.46215
6.921538
0.953803
39.37
33.46
27.07
20.97
14.07
3.76
45.10
38.77
32.24
25.52
18.63
6.65
382
Annexe 14. Test de cointégration de Johansen des données du VAR de la Jordanie
Séries: LRPIBJOR LRERJOR LCPIJOR LM2JOR LNEERJOR TMMJOR
Lags interval: 1 to 4
Hypothesized
No. of CE(s)
None **
At most 1
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.261156
0.097043
0.068495
0.047291
0.032729
0.004895
Trace
Statistic
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
137.7715
63.61761
38.60794
21.22434
9.355054
1.202217
94.15
68.52
47.21
29.68
15.41
3.76
103.18
76.07
54.46
35.65
20.04
6.65
Hypothesized
No. of CE(s)
None **
At most 1
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.261156
0.097043
0.068495
0.047291
0.032729
0.004895
Max-Eigen
Statistic
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
74.15387
25.00967
17.38360
11.86929
8.152837
1.202217
39.37
33.46
27.07
20.97
14.07
3.76
45.10
38.77
32.24
25.52
18.63
6.65
Séries: LRPIBJOR LRERJOR LCPIJOR LM2JOR LNEERJOR LBASEJOR
Lags interval: 1 to 2
Hypothesized
No. of CE(s)
None **
At most 1 **
At most 2
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.247407
0.153095
0.111426
0.038999
0.015682
0.001969
Trace
Statistic
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
154.6448
84.43983
43.39655
14.21661
4.390970
0.486745
94.15
68.52
47.21
29.68
15.41
3.76
103.18
76.07
54.46
35.65
20.04
6.65
Hypothesized
No. of CE(s)
None **
At most 1 **
At most 2 *
At most 3
At most 4
At most 5
Eigenvalue
0.247407
0.153095
0.111426
0.038999
0.015682
0.001969
Max-Eigen
Statistic
5 Percent
1 Percent
Critical Value Critical Value
70.20497
41.04328
29.17994
9.825641
3.904225
0.486745
39.37
33.46
27.07
20.97
14.07
3.76
45.10
38.77
32.24
25.52
18.63
6.65
383
Annexe 15. Fonction de réponse du SVECM de la Tunisie intégrant la base
monétaire
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.06
.04
.02
.00
-.02
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.006
.004
.002
.000
-.002
.06
.04
.02
.00
-.02
.06
.04
.02
.00
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.006
.004
.002
.000
-.002
.006
.004
.002
.000
-.002
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
384
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
-.016
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
-.016
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
-.016
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal 1TND/USD
Taux de change nominal 1TND/USD
Taux de change nominal 1TND/USD
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Base monétaire
Base monétaire
Base monétaire
385
.01
.00
-.01
-.02
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
-.008
.004
.003
.002
.001
.000
-.001
-.002
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.01
.00
-.01
-.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
-.008
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.004
.003
.002
.001
.000
-.001
-.002
.004
.003
.002
.001
.000
-.001
-.002
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
386
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.03
.02
.01
.00
-.01
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal 1TND/USD
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal 1TND/USD
.03
.02
.01
.00
-.01
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal 1TND/USD
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Base monétaire
Base monétaire
Base monétaire
387
Annexe 16. Fonction de réponse du SVECM de la Jordanie intégrant la base
monétaire
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
.01
.00
-.01
-.02
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
-.04
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
.01
.00
-.01
-.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
388
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Agrégat M2
Agrégat M2
Agrégat M2
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Base monétaire
Base monétaire
Base monétaire
389
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
-.012
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
390
.025
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.025
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
.025
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Agrégat M2
Agrégat M2
Agrégat M2
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Base monétaire
Base monétaire
Base monétaire
391
Annexe 17. Décomposition des variances des variables du SVECM incluant la base
monétaire, cas de la Tunisie
Décomposition de la Variance de l’indice des prix à la consommation (IPC) en
niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle Demande
6.949892
7.575440
6.786839
5.142188
3.882302
4.424826
5.065648
5.743327
6.207254
6.396833
6.369657
réelle
1.850873
1.859084
2.223768
3.109054
3.729745
3.998428
4.155629
3.752616
3.225677
2.752855
2.371151
Demande
monétaire
91.19923
90.03953
88.42248
86.83866
84.13911
81.44872
79.82999
77.60801
75.64563
73.79742
72.09321
Offre
monétaire
0.000000
0.211706
0.906923
1.582400
2.343440
3.060106
3.883453
4.968080
6.004705
7.063153
8.148924
Change
0.000000
0.037223
0.091891
0.065050
0.069105
0.067886
0.239899
1.338406
2.391007
3.453444
4.443750
Politique
monétaire
0.000000
0.277019
1.568101
3.262651
5.836301
7.000035
6.825381
6.589565
6.525725
6.536298
6.573304
Décomposition de la Variance de l’agrégat monétaire M2 en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle Demande
0.023250
2.409817
12.45448
19.29530
19.98726
24.76919
27.40716
31.05347
33.50613
35.25599
36.56541
réelle
0.145907
0.143883
0.132448
0.172371
0.560013
0.563682
0.520867
0.407428
0.316984
0.254712
0.219584
Demande
monétaire
7.189365
10.74588
10.65295
12.79162
16.63159
16.57499
16.21521
16.06250
15.85414
15.64250
15.44409
Offre
monétaire
92.64148
86.63900
76.61809
66.92095
61.80257
56.31549
53.65960
49.65311
46.67580
44.28970
42.26490
Change
0.000000
0.013240
0.032100
0.400757
0.431718
1.337612
1.831306
2.567407
3.444609
4.377040
5.330046
Politique
monétaire
4.76E-31
0.048188
0.109927
0.419007
0.586842
0.439040
0.365854
0.256086
0.202341
0.180057
0.175968
Décomposition de la Variance de la base monétaire en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle Demande
2.123711
3.167807
2.751570
2.757474
6.246488
6.646763
7.026208
7.244877
7.203257
7.321459
7.651248
réelle
7.37E-05
1.080204
1.388686
1.866855
2.100846
2.245510
2.210528
2.210172
2.176915
2.140878
2.091320
Demande
monétaire
Offre
monétaire
Change
0.003633
0.066126
0.292498
0.521558
1.013973
1.044294
1.872945
4.193482
6.378836
8.226174
9.720473
18.02504
22.33305
24.00439
25.11220
23.85903
24.95009
25.46501
26.31804
27.68520
29.05701
30.33016
0.000000
0.725916
1.065398
1.168005
1.311858
1.402723
3.005231
4.555559
5.034146
5.043196
4.856798
Politique
monétaire
79.84754
72.62689
70.49746
68.57391
65.46780
63.71062
60.42007
55.47787
51.52164
48.21128
45.35000
392
Annexe 18. Décomposition des variances des variables du SVECM incluant la base
monétaire, cas de la Jordanie
Décomposition de la Variance de la production réelle en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
100.0000
94.99001
91.57193
88.29192
82.57588
74.69935
67.25468
55.51514
48.04875
43.31527
40.22366
Demande
réelle
0.000000
0.265614
0.337577
0.733223
2.545997
8.089901
15.30276
28.13426
36.66378
42.05872
45.47669
Demande
monétaire
0.000000
1.918944
4.583191
6.730937
9.565488
11.12140
11.06377
9.765235
8.578471
7.741264
7.173078
Offre
monétaire
0.000000
0.009537
0.010438
0.010010
0.047830
0.259671
0.561896
1.010951
1.181772
1.210670
1.187519
Change
0.000000
0.257302
0.320576
0.625419
1.533855
2.430553
2.695241
2.677445
2.704096
2.890340
3.182130
Politique
monétaire
0.000000
2.558595
3.176288
3.608494
3.730947
3.399124
3.121648
2.896965
2.823132
2.783740
2.756917
Décomposition de la Variance du taux de change réel en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
0.000000
0.330878
0.879329
1.368946
2.108687
2.778583
3.124930
3.351426
3.331978
3.243562
3.147447
Demande
réelle
100.0000
98.86738
97.90873
97.24112
96.40308
95.79634
95.56956
95.55019
95.65721
95.71248
95.68051
Demande
monétaire
0.000000
0.612962
0.998306
1.136765
1.169922
1.067539
0.956655
0.787807
0.680742
0.622597
0.604160
Offre
monétaire
0.000000
0.171662
0.155777
0.154128
0.148658
0.133364
0.114318
0.088687
0.097511
0.146691
0.234671
Change
0.000000
0.008005
0.041973
0.084681
0.159359
0.209181
0.207767
0.167678
0.153912
0.177527
0.223969
Politique
monétaire
0.000000
0.009115
0.015884
0.014362
0.010291
0.014995
0.026766
0.054217
0.078645
0.097141
0.109247
Décomposition de la Variance de l’IPC en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
2.795032
2.798943
2.793582
2.760633
2.895656
3.403352
3.870581
4.168549
3.945674
3.577384
3.217205
Demande
réelle
7.859623
3.672022
4.697367
8.451239
19.77000
36.54574
48.64424
62.71918
69.98307
73.84419
75.66141
Demande
monétaire
89.34534
93.10212
91.92468
87.71474
74.63196
55.09788
41.38438
26.47737
19.28107
15.30107
12.94116
Offre
monétaire
0.000000
0.347051
0.300122
0.245796
0.163782
0.108225
0.128829
0.465443
1.204761
2.293550
3.681904
Change
0.000000
0.051686
0.207620
0.511273
1.337637
2.392386
2.849137
2.732502
2.291339
1.922184
1.667230
Politique
monétaire
0.000000
0.028177
0.076626
0.316317
1.200964
2.452419
3.122834
3.436952
3.294088
3.061625
2.831093
393
Décomposition de la Variance de l’agrégat monétaire M2 en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle Demande
0.058312
0.350282
0.998964
1.528921
2.264166
2.759584
2.924231
2.985022
2.982900
2.968530
2.937914
réelle
0.697651
3.031045
3.767927
4.352187
5.189869
5.836229
5.938606
5.231224
4.160689
3.263127
2.725930
Demande
monétaire
1.863979
1.543027
1.570346
1.764748
2.266437
3.018863
3.680434
4.688460
5.344106
5.729789
5.908165
Offre
monétaire
97.38006
94.81115
93.29028
91.90030
89.73390
87.69870
86.54745
85.47062
84.85190
84.08740
83.00844
Change
0.000000
0.060553
0.051037
0.039419
0.046543
0.193002
0.485548
1.339376
2.412622
3.639022
4.973780
Politique
monétaire
0.000000
0.203940
0.321442
0.414422
0.499090
0.493625
0.423728
0.285296
0.247778
0.312134
0.445773
Décomposition de la Variance du taux de change effectif nominal en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre
réelle
0.347481
0.906240
1.252170
1.443482
1.723612
2.092702
2.366702
2.579997
2.531755
2.399752
2.262600
Demande
réelle
80.78444
77.00104
77.43552
79.03826
82.28641
85.56164
87.46501
89.50486
90.51735
90.98510
91.09590
Demande
monétaire
11.10749
15.06330
15.43387
14.52532
12.07973
9.144354
7.258756
5.191168
4.155952
3.589835
3.286560
Offre
monétaire
0.000000
0.103866
0.120879
0.158150
0.225830
0.267926
0.253513
0.184904
0.166719
0.232859
0.382215
Change
7.760586
6.892270
5.736809
4.787550
3.459189
2.367500
1.824241
1.411124
1.373481
1.485648
1.650183
Politique
monétaire
0.000000
0.033287
0.020747
0.047237
0.225229
0.565880
0.831781
1.127951
1.254739
1.306808
1.322537
Décomposition de la Variance de la base monétaire en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle Demande
0.908116
1.137245
1.005379
0.891594
0.728318
0.580732
0.503794
0.430648
0.394515
0.372716
0.358095
réelle
0.728415
1.314329
2.056056
2.690591
3.194754
3.599675
3.807338
4.034212
4.154592
4.228227
4.277776
Demande
monétaire
1.699987
1.094611
0.903875
0.714084
0.504461
0.353541
0.274236
0.192117
0.149946
0.124312
0.107087
Offre
monétaire
15.46970
13.12985
13.21430
12.89785
12.42482
12.17319
12.04764
11.91037
11.83729
11.79258
11.76250
Change
0.000153
0.003557
0.075446
0.065905
0.054113
0.042341
0.036019
0.029579
0.026255
0.024231
0.022871
Politique
monétaire
81.19363
83.32041
82.74495
82.73997
83.09353
83.25052
83.33097
83.40307
83.43740
83.45793
83.47167
394
Annexe 19. Test de causalité de Granger des variables du VAR de la Tunisie en
niveau intégrant le taux de change nominal TND/euro
Période de l’étude : 1986:01 - 2006:12
LREERTUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LREERTUN
LCPITUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LCPITUN
LM2TUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LM2TUN
LNEREURO does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LNEREURO
TMMTUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LRPIBTUN
LRPIBTUN does not Granger Cause LBASETUN
LCPITUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LCPITUN
LM2TUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LM2TUN
Obs
245
245
225
239
245
239
258
239
LNEREURO does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LNEREURO
253
TMMTUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LREERTUN
LREERTUN does not Granger Cause LBASETUN
LM2TUN does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause LM2TUN
LNEREURO does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause LNEREURO
TMMTUN does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LCPITUN
LCPITUN does not Granger Cause LBASETUN
LNEREURO does not Granger Cause LM2TUN
LM2TUN does not Granger Cause LNEREURO
TMMTUN does not Granger Cause LM2TUN
LM2TUN does not Granger Cause TMMTUN
LBASETUN does not Granger Cause LM2TUN
LM2TUN does not Granger Cause LBASETUN
TMMTUN does not Granger Cause LNEREURO
LNEREURO does not Granger Cause TMMTUN
259
253
238
252
258
252
233
239
239
253
LBASETUN does not Granger Cause LNEREURO
LNEREURO does not Granger Cause LBASETUN
LBASETUN does not Granger Cause TMMTUN
TMMTUN does not Granger Cause LBASETUN
247
253
F-Statistic
Probabilité
0.87713
1.87167
2.29932
2.27851
4.32706
10.3763
0.98194
1.44246
2.78362
0.86421
2.91368
4.58386
0.87173
1.26911
0.23323
0.66166
14.5012
1.68281
1.33449
0.33820
0.43867
0.51005
1.98429
1.11923
2.05357
1.83602
0.90730
1.35787
1.54570
2.57274
1.23621
1.76472
5.89060
0.59684
0.25394
3.25338
1.38312
2.80772
3.09360
0.67529
1.81505
0.83966
0.49708
0.10007
0.04584
0.04765
0.00090
6.3E-09
0.42952
0.20993
0.01832
0.50584
0.01431
0.00053
0.50064
0.27781
0.94764
0.65291
2.0E-12
0.13936
0.25014
0.88948
0.82127
0.76856
0.08188
0.35091
0.07198
0.10649
0.47687
0.24085
0.17635
0.02733
0.29306
0.12117
3.8E-05
0.70241
0.93753
0.00739
0.23121
0.01742
0.01004
0.64257
0.11050
0.52268
395
Annexe 20. Fonctions de réponse du SVECM en niveau de la Tunisie intégrant le
taux de change nominal TND/euro
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.06
.04
.02
.00
-.02
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
.06
.04
.02
.00
-.02
.06
.04
.02
.00
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
396
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal TND/euro
Taux de change nominal TND/euro
Taux de change nominal TND/euro
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
-.16
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
397
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
.003
.002
.001
.000
-.001
-.002
-.003
-.004
-.005
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
-.006
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.003
.002
.001
.000
-.001
-.002
-.003
-.004
-.005
.003
.002
.001
.000
-.001
-.002
-.003
-.004
-.005
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
IPC
IPC
IPC
398
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal TND/euro
Taux de change nominal TND/euro
Taux de change nominal TND/euro
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
.4
.3
.2
.1
.0
-.1
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
399
Annexe 21. Décomposition des variances des variables du SVECM en niveau de la
Tunisie intégrant le taux de change nominal TND/euro
Décomposition de la Variance de la production réelle en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
100.0000
92.78219
86.39366
82.97929
79.97157
75.86063
74.13663
71.56521
69.51851
67.87587
66.49187
Demande
réelle
0.000000
0.617909
1.092642
1.478063
1.759192
1.897012
2.186739
2.398115
2.373916
2.304026
2.239247
Demande
monétaire
0.000000
4.125755
5.622830
5.354691
6.860107
7.257274
7.028507
6.671681
6.377029
6.149499
5.979902
Offre
monétaire
0.000000
2.439140
6.571846
6.326685
6.449152
5.955600
5.768468
5.493464
5.346360
5.296056
5.306905
Change
0.000000
0.033385
0.317369
2.220979
2.665785
4.373807
4.669995
5.434518
5.594677
5.609424
5.550116
Politique
monétaire
0.000000
0.001626
0.001657
1.640293
2.294191
4.655676
6.209662
8.437011
10.78951
12.76513
14.43196
Décomposition de la Variance du taux de change effectif réel en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.000000
1.221987
2.203371
2.601807
5.572423
7.301938
7.265899
6.502957
6.166889
6.517713
7.459202
Demande
réelle
100.0000
90.66278
82.54593
80.37224
69.22226
59.48038
54.64130
50.36080
48.31225
47.00764
45.57906
Demande
monétaire
0.000000
0.113727
0.185080
0.163367
1.248475
1.623346
1.462122
1.785600
2.213765
2.652887
2.956731
Offre
monétaire
0.000000
0.645211
1.137284
1.131906
2.878585
6.522083
9.363825
13.88961
17.00699
18.62593
19.07713
Change
0.000000
7.129469
13.76121
15.59364
20.74767
24.61851
26.84340
26.99763
25.78162
24.06399
22.26758
Politique
monétaire
0.000000
0.226825
0.167122
0.137047
0.330594
0.453745
0.423459
0.463400
0.518490
1.131834
2.660295
Décomposition de la Variance de l’indice des prix à la consommation (CPI) en
niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
7.841085
10.37261
10.67411
8.933347
7.285793
8.170217
8.799043
9.286057
9.578093
9.550782
9.344054
Demande
réelle
0.774832
0.878190
0.852781
1.224534
2.131462
4.279294
6.188080
8.019858
9.306784
10.12655
10.66513
Demande
monétaire
91.38408
88.53123
88.06913
88.93127
88.10354
84.79381
82.15367
79.40473
76.60652
74.31483
72.35845
Offre
monétaire
1.28E-29
0.051687
0.152496
0.330464
0.558178
1.087073
1.520366
1.768318
1.917587
1.995039
2.043574
Change
0.000000
0.107493
0.188071
0.454478
1.798361
1.462479
1.138269
1.189084
1.811539
2.574603
3.307738
Politique
monétaire
0.000000
0.058794
0.063414
0.125907
0.122663
0.207124
0.200569
0.331954
0.779477
1.438196
2.281060
400
Décomposition de la Variance de l’agrégat monétaire M2 en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.690575
1.540762
6.862708
10.70925
10.18795
9.955361
9.327918
9.140607
9.359428
9.631958
9.780929
Demande
réelle
0.068241
0.102806
0.117040
0.122882
1.839632
3.857603
5.321287
6.593376
6.120997
5.113705
4.110544
Demande
monétaire
8.048324
11.42148
10.75173
12.82010
15.74184
15.69488
15.24928
15.27645
14.77579
14.25051
13.74550
Offre
monétaire
91.19286
85.13649
79.80115
73.85377
69.80854
66.87428
64.10555
54.01788
44.29503
35.77957
28.90236
Change
0.000000
0.595699
0.569996
0.844127
0.927402
1.769438
1.530907
1.076682
0.785517
0.609505
0.506701
Politique
monétaire
0.000000
1.202768
1.897377
1.649865
1.494637
1.848436
4.465057
13.89501
24.66324
34.61476
42.95397
Décomposition de la Variance du taux de change nominal TND/euro en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
4.936563
7.219417
8.165374
11.30390
15.58669
18.73125
19.48153
19.24952
18.60688
17.93287
17.36931
Demande
réelle
14.74177
14.53545
13.64028
11.92496
10.47809
8.039050
6.917724
5.957811
5.529670
5.418236
5.475447
Demande
monétaire
2.428567
1.734703
3.973903
3.931783
3.579843
3.446181
3.913628
4.266361
4.387435
4.462437
4.506839
Offre
monétaire
0.000000
0.045949
0.050732
0.181432
0.822124
3.043026
4.682230
7.475167
9.894302
11.79444
13.17845
Change
77.89310
76.43336
74.14571
72.61322
69.49598
66.70084
64.90619
62.62112
61.12605
59.89679
58.57818
Politique
monétaire
0.000000
0.031127
0.024005
0.044705
0.037267
0.039656
0.098700
0.430017
0.455666
0.495226
0.891776
Décomposition de la Variance du TMM en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.017658
0.048326
0.452142
0.616991
2.031568
3.770717
4.665502
5.261898
5.510876
5.465253
5.295877
Demande
réelle
0.031861
0.077607
0.354263
0.262377
0.296056
0.441254
0.859047
1.784026
2.487404
3.150682
3.805600
Demande
monétaire
0.025957
0.494633
0.314002
0.232558
1.010921
1.539835
1.448844
1.626921
1.920594
2.298294
2.727888
Offre
monétaire
0.082770
0.093265
0.230148
0.472970
1.482525
3.101839
3.845489
4.657517
5.373721
5.953951
6.454934
Change
0.183521
0.161420
0.362930
2.536173
3.113611
2.641352
2.291044
1.938940
1.696257
1.548714
1.458870
Politique
monétaire
99.65823
99.12475
98.28651
95.87893
92.06532
88.50500
86.89007
84.73070
83.01115
81.58311
80.25683
401
Annexe 22. Fonctions de réponse du SVECM en niveau de la Tunisie intégrant
l’indice des prix à la production (PPI)
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.06
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.06
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.06
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
.016
.012
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
402
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal TND/USD
Taux de change nominal TND/USD
Taux de change nominal TND/USD
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
.12
.08
.04
.00
-.04
-.08
-.12
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
403
.02
.01
.00
-.01
-.02
.008
.004
.000
-.004
-.008
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.02
.01
.00
-.01
-.02
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.008
.004
.000
-.004
-.008
.008
.004
.000
-.004
-.008
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
Taux de change effectif réel
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
.008
.006
.004
.002
.000
-.002
-.004
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
404
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change nominal TND/USD
Taux de change nominal TND/USD
Taux de change nominal TND/USD
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
405
Annexe 23. Décomposition des variances des variables du SVECM en niveau de la
Tunisie intégrant l’indice des prix à la production (PPI)
Décomposition de la Variance de la production réelle en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
100.0000
95.52936
92.95349
90.69070
87.00365
84.17926
83.12132
81.13719
78.90215
76.83119
75.10294
Demande
réelle
0.000000
0.110480
0.479726
1.056917
1.514257
1.836104
2.345283
2.838581
2.891296
2.902514
3.030966
Demande
monétaire
0.000000
0.559098
0.542756
0.513143
0.726016
0.913204
1.060025
1.243737
1.346658
1.622633
1.985892
Offre
monétaire
0.000000
3.293579
5.113929
4.709247
6.358494
8.107426
8.294142
7.753561
7.579318
7.351177
7.241961
Change
0.000000
0.187538
0.382635
0.680159
1.605896
1.423019
1.442370
1.461554
1.616295
1.874565
2.030774
Politique
monétaire
0.000000
0.319949
0.527469
2.349835
2.791686
3.540984
3.736858
5.565378
7.664285
9.417924
10.60747
Décomposition de la Variance du taux de change effectif réel en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.000000
0.662962
0.712764
0.578702
0.713826
0.886661
0.771539
0.920814
1.907935
3.935896
6.641183
Demande
réelle
100.0000
97.97936
96.91008
95.97426
93.55670
90.32322
82.26865
72.40089
68.11437
64.78654
61.24817
Demande
monétaire
0.000000
0.665163
1.050075
1.653891
2.427905
3.312520
5.496008
8.110330
9.652584
10.47329
10.72451
Offre
monétaire
0.000000
0.052205
0.183708
0.148791
0.354023
0.912262
1.502080
2.076069
2.169490
2.298455
2.361305
Change
0.000000
0.584576
1.100204
1.609229
2.698590
4.327710
9.760047
16.31931
17.65402
16.92823
15.75423
Politique
monétaire
0.000000
0.055739
0.043167
0.035131
0.248953
0.237626
0.201677
0.172585
0.501603
1.577588
3.270599
Décomposition de la Variance de l’indice des prix à la production (PPI) en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
2.494740
3.073131
3.424333
3.954279
8.454834
13.77473
20.13484
31.97550
39.42973
43.96448
46.44080
Demande
réelle
0.224106
0.186288
0.823691
2.585819
6.190028
12.23559
15.54399
15.26395
13.05712
11.31702
10.10393
Demande
monétaire
97.28115
95.85476
93.21204
89.84927
79.72825
68.43675
58.16147
45.57173
39.93500
36.30675
33.55641
Offre
monétaire
0.000000
0.614724
1.563932
2.625141
3.001098
3.261272
3.365860
2.850613
2.531070
2.590310
2.908247
Change
0.000000
0.076573
0.721845
0.715657
0.955326
0.879112
1.646979
3.283714
3.915016
4.582201
5.627155
Politique
monétaire
0.000000
0.194526
0.254158
0.269835
1.670466
1.412542
1.146864
1.054501
1.132062
1.239228
1.363457
406
Décomposition de la Variance de l’agrégat monétaire M2 en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.026981
1.569090
8.132369
11.69859
11.37782
18.43035
21.85123
24.01889
24.79002
24.06770
22.69855
Demande
réelle
0.002424
0.035898
0.043313
0.069074
0.244242
0.774871
0.735751
0.650382
0.724232
1.010196
1.395069
Demande
monétaire
1.052104
0.952563
0.688581
0.573845
0.689606
0.797327
0.825483
0.861356
1.062734
1.344281
1.714756
Offre
monétaire
98.91849
92.19302
86.23060
83.58120
84.03500
75.46938
70.36830
65.18006
59.65087
54.72906
49.93459
Change
0.000000
0.056904
0.108033
0.182663
0.299550
0.774976
1.574440
1.182392
0.957745
1.002656
1.224748
Politique
monétaire
0.000000
5.192521
4.797103
3.894628
3.353775
3.753096
4.644796
8.106924
12.81440
17.84611
23.03229
Décomposition de la Variance du taux de change nominal TND/USD en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
4.04E-05
0.711839
1.986988
3.118844
7.304005
10.30203
13.26051
16.76937
17.77222
17.42379
16.72066
Demande
réelle
0.167999
0.074130
0.199095
0.157888
1.049303
3.411398
5.081707
8.055163
10.08729
12.17975
13.92360
Demande
monétaire
0.001577
0.046051
0.069125
0.198642
0.164318
0.482772
0.591612
1.080338
1.811835
2.640069
3.532437
Offre
monétaire
0.000000
0.001658
0.309308
0.679438
1.201191
2.229237
3.098427
3.560678
3.799944
3.888326
3.863994
Change
99.83038
98.94299
95.80474
92.88855
85.86952
78.31156
72.31824
65.28861
61.57913
59.04688
57.20463
Politique
monétaire
0.000000
0.223331
1.630745
2.956634
4.411667
5.263004
5.649504
5.245839
4.949578
4.821183
4.754677
Décomposition de la Variance du TMM en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
2.60E-08
0.121720
0.168583
0.472971
0.348345
0.325230
0.396991
0.782304
0.878774
0.843162
1.104375
Demande
réelle
0.004640
0.150096
0.099726
0.078687
0.101829
0.334008
1.102017
2.733988
2.706020
2.487894
2.333590
Demande
monétaire
1.01E-06
0.002924
0.009773
0.024792
0.294187
0.477671
0.980137
2.268221
3.515430
4.637051
5.716062
Offre
monétaire
0.002968
0.053939
0.162431
0.162373
0.168072
0.598814
1.476048
1.996376
2.051635
2.097189
2.208350
Change
2.778863
4.948206
6.035595
6.165574
5.945422
4.465335
3.695689
2.925884
2.690955
2.814564
2.979144
Politique
monétaire
97.21353
94.72312
93.52389
93.09560
93.14214
93.79894
92.34912
89.29323
88.15719
87.12014
85.65848
407
Annexe 24. Fonctions de réponse du SVECM en niveau de la Jordanie intégrant
l’indice des prix à la production (PPI)
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
.10
.08
.06
.04
.02
.00
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
408
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
Choc d'offre réelle
Choc de demande réelle
Choc de demande monétaire
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
.05
.04
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
-.03
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
-.3
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
409
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
-.020
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Production réelle
Production réelle
Production réelle
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
Taux de change réel JRD/USD
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
.020
.015
.010
.005
.000
-.005
-.010
-.015
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
Indice des prix à la production
410
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.01
.00
-.01
-.02
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
Choc d'offre monétaire
Choc de change
Choc de politique monétaire
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
.03
.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
M2
M2
M2
.01
.00
-.01
-.02
.01
.00
-.01
-.02
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
Taux de change effectif nominal
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
.3
.2
.1
.0
-.1
-.2
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
5
10
15
20
25
30
35
TMM
TMM
TMM
411
Annexe 25. Décomposition des variances des variables du SVECM en niveau de la
Jordanie intégrant l’indice des prix à la production (PPI)
Décomposition de la Variance de la production réelle en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
100.0000
99.40879
98.14921
96.41445
92.23697
85.56453
79.19747
68.30386
59.93875
53.63538
48.87943
Demande
réelle
0.000000
0.194015
0.707376
1.553623
4.071385
9.074348
14.51821
24.37378
31.74014
36.79619
40.11451
Demande
monétaire
0.000000
0.022841
0.066233
0.120183
0.236151
0.413454
0.610980
1.123455
1.785435
2.528587
3.284782
Offre
monétaire
0.000000
0.021521
0.065787
0.124468
0.257701
0.454754
0.635559
0.956703
1.233391
1.468840
1.666349
Change
0.000000
0.351139
1.003637
1.766940
3.128138
4.287510
4.634764
4.327991
3.805821
3.477995
3.379470
Politique
monétaire
0.000000
0.001694
0.007754
0.020336
0.069656
0.205402
0.403023
0.914211
1.496466
2.093009
2.675457
Décomposition de la Variance du taux de change réel en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.000000
0.309582
0.677894
0.987354
1.389015
1.645509
1.720098
1.704015
1.634910
1.562583
1.498357
Demande
réelle
100.0000
99.65665
99.22392
98.82748
98.20246
97.53005
96.98501
95.99428
95.04680
94.14385
93.30476
Demande
monétaire
0.000000
0.017500
0.057037
0.115575
0.275524
0.577719
0.906829
1.547814
2.115401
2.599878
3.005425
Offre
monétaire
0.000000
8.65E-05
0.000429
0.001070
0.002993
0.006108
0.008132
0.008412
0.007412
0.010274
0.021270
Change
0.000000
0.016104
0.040360
0.067544
0.126332
0.227674
0.350115
0.659368
1.031075
1.431119
1.831270
Politique
monétaire
0.000000
8.01E-05
0.000364
0.000977
0.003680
0.012941
0.029816
0.086107
0.164402
0.252294
0.338918
Décomposition de la Variance de l’indice des prix à la production (PPI) en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.000000
0.710710
1.404988
1.812113
1.938368
1.539042
1.170054
0.783348
0.614528
0.524527
0.470541
Demande
réelle
1.203772
1.138448
3.316163
7.026156
16.38801
29.43064
38.58199
48.12930
51.82671
53.04445
53.09283
Demande
monétaire
98.79623
97.99009
94.71684
89.98058
78.84065
63.50501
52.36538
39.59940
33.31147
29.80283
27.59648
Offre
monétaire
0.000000
0.061670
0.204038
0.412400
0.943207
1.789896
2.554172
3.873051
5.123586
6.446381
7.898515
Change
0.000000
0.053591
0.219149
0.506064
1.351122
2.845239
4.211338
6.306393
7.803710
8.928459
9.781304
Politique
monétaire
0.000000
0.045487
0.138822
0.262685
0.538651
0.890174
1.117065
1.308509
1.319988
1.253354
1.160334
412
Décomposition de la Variance de l’agrégat monétaire M2 en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
4.74E-34
0.330554
0.689331
0.958490
1.236892
1.305634
1.233548
1.030782
0.858235
0.723227
0.616184
Demande
réelle
0.019501
0.078160
0.255699
0.502748
1.085016
1.943106
2.625082
3.357151
3.438039
3.153956
2.727397
Demande
monétaire
1.600483
1.458731
1.322976
1.199137
0.989443
0.753617
0.585645
0.388093
0.340769
0.441292
0.692585
Offre
monétaire
98.38002
98.12206
97.68920
97.23811
96.39027
95.24195
94.21269
92.50328
91.14228
89.91164
88.62438
Change
8.38E-38
0.003872
0.020073
0.052642
0.165451
0.414555
0.695667
1.187630
1.488893
1.597164
1.558653
Politique
monétaire
3.97E-32
0.006622
0.022723
0.048876
0.132931
0.341137
0.647368
1.533061
2.731788
4.172719
5.780803
Décomposition de la Variance du taux de change effectif nominal en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
0.192183
0.271095
0.350617
0.426286
0.557275
0.696398
0.777534
0.832685
0.819091
0.781702
0.739472
Demande
réelle
80.59141
82.94078
84.81815
86.32213
88.50087
90.40669
91.34261
91.72509
91.16510
90.22777
89.17033
Demande
monétaire
6.082019
5.575410
5.185167
4.885434
4.484674
4.208183
4.162165
4.414431
4.857647
5.341549
5.799934
Offre
monétaire
0.000000
0.001601
0.004300
0.007399
0.013479
0.020910
0.026597
0.036674
0.050036
0.071180
0.104135
Change
13.13439
11.19855
9.604597
8.288752
6.293034
4.378576
3.257244
2.274267
2.130664
2.369843
2.781971
Politique
monétaire
4.17E-31
0.012558
0.037165
0.070002
0.150663
0.289240
0.433846
0.716853
0.977458
1.207960
1.404160
Décomposition de la Variance du TMM en niveau
Période
Mensuelle
1
2
3
4
6
9
12
18
24
30
36
Offre réelle
1.130004
1.547391
1.900857
2.189582
2.601840
2.924652
3.030864
2.940698
2.719023
2.495179
2.305276
Demande
réelle
0.025353
0.042067
0.048534
0.045741
0.032415
0.076729
0.281370
1.181493
2.427267
3.669241
4.730560
Demande
monétaire
3.894171
5.083436
6.290154
7.483002
9.753438
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Politique
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413
Annexe 26. Codes ISO des devises
TND
EGP
JRD
MAD
FRF
ITL
DEM
ESP
NLG
GBP
BEF
USD
JPY
Dinar tunisien
Livre égyptienne
Dinar jordanien
Dirham marocain
Franc français
Lire italienne
Deutsch mark
Peseta espagnole
Florin néerlandais
Livre britannique
Franc belge
Dollar des États-Unis
Yen japonais
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