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1 Taux de change et Inflation: une analyse en modèle VAR du canal du taux de change : Cas de la Tunisie Samia Jebali1 Tahar Moulahi** Mohamed Slim Mouha*** Résumé La Tunisie connais depuis cinq ans une dépréciation quasi continue de sa monnaie nationale vis-à-vis de l'euro. Ainsi, l'objectif de ce papier est d'examiner empiriquement la réaction des prix domestiques à cette variation du taux de change.
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Taux de change et Inflation: une analyse en modèle VAR
du canal du taux de change :
Cas de la Tunisie

1Samia Jebali
Tahar Moulahi**
Mohamed Slim Mouha***


Résumé
La Tunisie connais depuis cinq ans une dépréciation quasi continue de sa monnaie nationale
vis-à-vis de l’euro. Ainsi, l’objectif de ce papier est d’examiner empiriquement la réaction des
prix domestiques à cette variation du taux de change. Afin de prendre en compte les effets
réciproques entre inflation domestique et variation du taux de change, ainsi que les effets des
autres variables, nous adopterons une démarche en termes du modèle VAR avec quatre
variables à savoir, le taux du marché monétaire, le taux de change effectif nominal, l’indice
des prix à la consommation et l’indice de la production industrielle.
Les résultats empiriques montrent que tout choc sur le taux de change entraîne une réaction
rapide de l’inflation et que cette réaction semble traduire un degré faible du pass-through et
une rapidité relative dans l’ajustement aux chocs sur le taux de change.

Mots clés : canal du taux de change, inflation, modèle VAR
Abstract
Tunisia has experienced, for the five years ago, continual Dinar depreciation opposite to Euro.
Then, the objective of this paper is to examine empirically the pass-through of the exchange
rate changes on the domestic prices. In order to take into account of bi-directional effects, as
well as other macroeconomic factors, between domestic inflation and exchange rate changes,
a vector autoregression (VAR) analysis is used, with four variables that are: the monetary
market interest rate, nominal effective exchange rate, consumer price indices and industrial
production indices.
The empirical findings show that an exchange rate changes involve a rapid reaction to
inflation. This reaction seems reflect a low degree of pass-through and relative speed of
adjustment face exchange rate’s shock.

Keywords: pass-through, inflation, VAR

JEL classification : C22, E31, F41

*Laboratoire Prospective, de Stratégie et de Développement Durable
Faculté des Sciences Economiques et de Gestion de Tunis, Tunisie
E-mail : ilabej@yahoo.fr
**Unité de Recherche en Monnaie Finance et Banque
Faculté des Sciences Economiques et de Gestion de Tunis, Tunisie
E-mail : taher_moulahi@yahoo.fr
***Cadre dans une banque tunisienne
E-mail :mouha_mohammed@yahoo.fr

1Taux de change et Inflation en Tunisie : une analyse
en modèle VAR du canal du taux de change
Cas de la Tunisie


Introduction
Etant donné le degré élevé d’ouverture de l’économie tunisienne, le canal taux de
change semble avoir un rôle important entant que mécanisme de transmission de la politique
monétaire. En outre, ce canal s’avère intéressant dans la mesure où la Tunisie transite vers un
régime de changes flottant et une politique monétaire axée sur le ciblage d’inflation. La
compréhension des canaux de transmission de la politique monétaire est donc, un préalable
pour la conduite d’une politique monétaire efficiente. La Tunisie connais depuis cinq ans une
dépréciation quasi continue de sa monnaie nationale vis-à-vis de l’euro. Cette dépréciation
peut être soit une évolution normale initiée par les forces de marché pour que le dinar regagne
sa valeur d’équilibre, soit une politique active de dépréciation nominale et réelle du Dinar
dans le but de préserver la compétitivité de ses produits sur les marchés extérieurs. Or, la
recherche systématique de la compétitivité de l'économie par la dépréciation de la valeur de la
monnaie nationale risque de conduire l'économie à une inflation incontrôlable (Calvo,
Reinhart et Vegh, 1995).
Par ailleurs, il est crucial d’évaluer la réaction des prix domestiques au taux de change
nominal (pass-through) vu ses implications importantes pour la politique monétaire. Le pass-
through mesure l’effet d’une variation du taux de change nominal sur les prix à travers les
fluctuations des prix des produits importés.
En effet, le taux de change affecte l’inflation soit indirectement, du fait que le taux de
change réel affecte le prix relatif entre les biens domestiques et les biens étrangers et par
conséquent affecte la demande domestique, soit directement, dans la mesure où le taux de
change exerce une influence sur les prix des biens importés inclus entant qu’une composante
de l’indice des prix à la consommation, et par conséquent sur l’ensemble des biens
domestiques.
L’objectif de ce papier est d’estimer la réaction des prix domestiques à une variation
du taux de change nominal pour le cas de la Tunisie. Afin de tenir en compte les effets
réciproques entre inflation domestique et variation du taux de change, ainsi que les effets des
2chocs monétaires, il semble utile de faire recours à un modèle VAR incluant quatre variables
en utilisant des données mensuelles pour une période s’étalant entre 1999 et 2006.
Ce travail est organisé de la manière suivante. La section 1 discute les déterminants du
pass-through et résume les résultats de certaines études empiriques dans des pays émergents et
des pays en développement. La section 2 décrit et analyse les fluctuations du taux de change
effectif nominal en Tunisie, les facteurs sous-jacent et ses effets sur l’inflation. La section 3
énonce la méthodologie économétrique choisie et les résultats trouvés seront présentés dans la
section 4. La section 5 est consacré à la conclusion et offre certaines recommandations.

1. Revue de la littérature
1.1 Les facteurs explicatifs du pass-through
Maintes études empiriques ont montré que, dans une économie ouverte, les variations
du taux de change se transmettent dans la plupart des cas de façon partielle et différée dans le
2temps aux prix domestiques . Cette hypothèse du pass-through partiel a reçu une réflexion
importante dans la littérature et dans les politiques des banques centrales vu sa conséquence
sur la transmission des chocs extérieurs et intérieurs à l’économie nationale.
En effet, le degré de pass-through établit un lien entre la variation du taux de change et
celle des prix domestiques. Autrement, cela renvoie à la capacité des entrepreneurs à modifier
leurs prix à la suite d’une variation du taux de change. Dans cette perspective, le degré de
3pass-through est influencé par les facteurs suivants :
• la structure et le degré de concurrence sur les marchés des biens : la théorie du
« pouvoir du marché » stipule que le pass-through n’est que partiel. Si la demande locale est
très élastique, les entreprises étrangères, en cherchant à préserver leur part de marché, sont
obligées d’absorber les fluctuations du taux de change et acceptent ainsi des profits marginaux
faibles. Dans une structure non concurrentielle du marché, bien que la dépréciation du taux de
change fait augmenter le coût des produits importés intermédiaires, les firmes non
compétitives peuvent choisir d’absorber partialement ou totalement la hausse du coût de
production, et réduire ainsi le degré de pass-through aux prix à la consommation. Dans un
modèle d’oligopole de Cournot, Dornbusch (1987) suggère que l’ampleur du pass-through est

2 Par exemple, Krugman (1987), en traitant des données sur les importations des Etats-Unis pour la période de
1980-1983, a trouvé que 35-40% de l’appréciation du dollar n’a pas été reflétée par une baisse des prix des
produits importés. Knetter (1989) a montré que les exportations des Etats-Unis sur la période 1977-1985 sont
insensiblent aux fluctuations du taux de change. Récemment, l’estimation réalisée pour la période 1975-1999 et
pour le cas des pays de l’OCDE par Campa et Goldberg (2002) défend l’hypothèse du pass-through partiel pour
le long terme mais pas pour le cours terme.
3 Voir Goldfajn et Werlang, 2000
3déterminée par la proportion des firmes étrangères présentes sur le marché local par rapport
aux entreprises locales ;
• l’environnement inflationniste : Taylor (2000) montre que le degré de pass-through
augmente avec le niveau d’inflation. En se basant sur le modèle de comportement de la firme,
Taylor (2000) montre que les entrepreneurs auront d’autant plus tendance à répercuter dans
leurs prix les variations du taux de change que l’environnement est traditionnellement marqué
par l’inflation. De plus, si l’inflation est persistante, les entrepreneurs considèreront que les
hausses de coûts sont elles-mêmes persistantes. Toutefois, le pass-through est faible en
présence d’une politique monétaire crédible. En fait, la crédibilité et l’efficacité de la politique
monétaire à maintenir un taux d’inflation bas doivent amener les firmes à anticiper la non-
persistance de tout choc négatif du taux de change sur l’inflation et par conséquent elles ne
répercutent pas directement sur leurs prix l’effet change (Gagnon et Ihrig, 2004) ;
• l’activité économique : dans les périodes de forte activité, il est plus facile pour les
entrepreneurs de répercuter dans leurs prix une hausse de leurs coûts liés à la dépréciation de
la monnaie domestique. Le contraire est aussi vrai. Dans certains cas une forte dépréciation
n’implique pas nécessairement une augmentation des prix domestiques car si l’économie est
en récession les firmes n’ajustent pas leurs prix proportionnellement à la hausse des coûts.
• le taux de change réel : la surévaluation de la monnaie domestique est un déterminant
important de la dépréciation future de cette monnaie (Goldfajn and Valdes, 1999). Lorsque la
dépréciation constitue une correction de cette surévaluation initiale du taux de change, et donc
celui-ci retrouve son état d’équilibre, alors la dépréciation ne produit aucun effet
inflationniste. On doit observer uniquement un changement dans les prix relatifs biens
échangeables/biens non échangeables, mais pas une hausse généralisée des prix. Par contre,
lorsque la dépréciation est excessive, allant au delà de ce qui est nécessaire pour retrouver la
valeur d’équilibre du taux de change, elle produit certainement des effets inflationnistes ;
• le degré d’ouverture : d’un côté, un degré d’ouverture élevé peut signifier, comme le
montre McKinnon (1963), une forte sensibilité de l’économie aux variations du taux de
change. D’un autre côté, selon la théorie de la crédibilité, il est possible d’observer une
relation négative entre inflation et degré d’ouverture. La recherche de crédibilité en économie
ouverte devrait conduire à une plus faible inflation dans les pays les plus ouverts ;
• le régime du taux de change : pour un régime du taux de change flexible, un degré
faible du pass-through permettrait de maîtriser l’inflation car il offre une meilleure protection
contre les chocs extérieurs tout en conférant une plus grande indépendance à la politique
4monétaire. Par contre, dans le cas d’un régime du taux de change fixe, toute action pour
stabiliser l’inflation se traduit par une volatilité au niveau de la production (Devereux, 2001).
En fait, les pays à régime de change fixe sont de plus en plus exposés à la volatilité des flux
de capitaux.

1.2 Les principaux enseignements des études empiriques
Plusieurs études empiriques se sont penchées, ces dernières années, à analyser la
relation entre la variation du taux de change et l’inflation. Choudhri et Hakura (2001), pour
un échantillon de 71 pays y compris la Tunisie, ont trouvé que le pass-through est corrélé
positivement avec le taux d’inflation. Leur étude qui porte sur la période 1979-2000, a permet
de montrer que le pass-through est complet pour la plupart des pays de l’échantillon. De
même, Devereux et Yetman (2003) montre que le pass-through est associé positivement avec
le taux d’inflation, mais cette relation n’est pas linéaire vue que le degré de pass-through
baisse dans le temps. Toutefois, Goldfajn et Werlang (2000) ont trouvé que le coefficient de
pass-throug est d’autant plus élevé que l’horizon temporel de référence est lui-même éloigné.
Pour l’ensemble des pays de l’échantillon, il atteint son maximum au bout de 12 mois. Il
existe cependant des disparités significatives entre les pays (voir tableau 1).

Tableau 1 : Coefficients de pass-through par type de pays, 1980-1998
Mois Pays Pays Autres pays en Pays Pays non
développés émergents développement OCDE OCDE
6 0,245 0,394 0,340 0,113 0,471
12 0,605 0,912 0,506 0,188 0,754
Source : Goldfajn et Werling, 2000

Le tableau montre que pour un horizon de 6 mois, le coefficient de pass-through est
plus élevé dans les pays en développement et les pays émergents que dans les pays
développés. A 12 mois, le pass through est presque total dans les marchés émergents (0,912).
Alors que les résultats trouvés par Choudhri et Hakura (2001) suggèrent que l’inflation
initiale constitue la variable la plus explicative de la différence du pass-through entre les pays,
Goldfajn et Werlang (2000) trouvent que la dévaluation du taux de change réel est la variable
déterminante du pass-through pour les pays émergents, alors que c’est l’inflation initiale pour
les pays développés. En plus de l’inflation initiale et le taux de change réel, d’autres facteurs
ont été mis en évidence comme des déterminants de pass-through tels que le revenu par
5habitant, les salaires, la variabilité du taux de change à long terme et le degré d’ouverture
(voir Goldgajn et Werlang, 2000, Frankel, Parsley et Wei, 2005).
La plupart des études empiriques trouvent que le degré du pass-through connaît une
diminution ces dernières années surtout pour les pays en développement. En fait, ces pays
expérimentaient souvent un degré élevé de pass-through suite à la part importante des produits
importés dans la composition de l’indice général des prix. Certains auteurs se sont donc
intéressés à expliquer ce degré faible du pass-through observé ces dernières décennies.
Choudhri et Hakura (2001), Taylor (2000) ont conclut que ce faible degré du pass-through est
associé à une tendance mondiale à la baisse de l’inflation à partir des années 1990. Gagnon et
Ihrig (2004) ont trouvé que les pays avec un taux d’inflation faible et stable semblent avoir
des degrés faibles du pass-through et que au cours de cette période, ces pays connaissaient
une baisse du niveau et de la variabilité de l’inflation.
Alors que, Burstein, Eichenbaum et Rebelo (2002) expliquent cette baisse observée
dans la transmission des chocs sur le taux de change à l’indice général des prix par la
substitution des produits importés coûteux par des produits locaux moins chers, Borenstein et
De Gregorio (1999) et Goldgajn et Werlang (2000) voient que la dévaluation de leur
monnaies nationales est le principal déterminant de la baisse de l’inflation à long terme. Saiki
(2004) observe que le changement de régime monétaire en ciblage d’inflation a été associé
avec la baisse du degré du pass-through dans les pays en développement.
Certaines études empiriques ont expliqué cette relation entre le taux de change et
l’inflation par une équation de régression simple (Olivei, 2002 ; Campa et Golberg, 2005 ;
Campa, Goldberg et Gonzáles-Mínguez, 2005). Des travaux récents tel que McCarthy (2000),
Hahn (2003), Faruqee (2004) et Ito et Sato (2006) ont utilisé l’approche VAR pour analyser la
transmission des différents chocs sur le taux de change à l’inflation.

2. Taux de change et inflation en Tunisie
Au cours des années 1990, la Tunisie a adopté une politique de ciblage du taux de
change effectif réel dans le but de préserver la compétitivité du pays. Cette politique consiste
à ajuster périodiquement le taux de change nominal pour maintenir le taux de change effectif
réel constant. Cette politique s’avère efficace si le pays évite les pièges dont elle peut tomber.
Généralement, cette politique peut s’accompagner de la persistance d’une inflation élevée et
du mauvais alignement du taux de change.
6Le choix de ciblage du taux de change pour la Tunisie reflète la volonté des autorités
d’indexer le taux de change nominal au niveau des prix domestiques afin d’éviter toute perte
de compétitivité. Toutefois, une règle du taux de change réel constant empêche le taux de
change nominal de servir comme un point d’ancrage nominal ; tout choc attaquant le niveau
des prix domestiques peut être fortement amplifié par une dépréciation rapide du taux de
change et une croissance monétaire rapide. De même, toute dépréciation du taux de change
peut entraîner une hausse de l’inflation.
Or, la Tunisie s’oriente ces dernières années vers un régime de change flexible qui
allait en parallèle avec la transition de la politique monétaire vers le ciblage directe du taux
4d’inflation . Cette évolution du régime de change, qui s’accompagnait avec la libéralisation
des relations commerciales et financières internationales, a été prudente et s’est faite en
plusieurs temps :
- assouplissement progressif du contrôle de change par la diminution de l’intervention
de la banque centrale sur le marché de change ;
- création en 1994 d’un marché des changes au comptant entre les intermédiaires agréés
résidents et il est accessible aux banques non résidentes pour le compte de leur clients.
Ce marché a été élargi en 1997 aux opérations de change à terme ;
- Convertibilité du dinar dès 1993 qui implique la liberté de règlement des dépenses
courantes en devises par les différents agents économiques ;
- Assouplissement du contrôle de change relatif aux opérations de capitaux afin
d’encourager les investissements étrangers ;
- Amélioration du système de couverture contre le risque de change pour les opérations
commerciales. Les possibilités de couverture du risque de change ont été ajoutées en
2001
Par ailleurs, au cours des années 1990 et les années 2000, la Tunisie n’a pas
expérimenté une forte inflation (4,8% en moyenne durant la période 1990-1999 et elle se
stabilise aux alentours de 3% durant les années 2000) (Figure 1). Cette inflation relativement
faible peut être expliquée d’une part, par l’absence de chocs significatifs et d’autre part, par
une politique mixte prudente associée avec une rigidité des prix plus au moins importante (le
taux de la libéralisation des prix a atteint 50% de l’ensemble des biens et services au terme de
l’année 1992).

4 Dans la nouvelle loi n° 2006-26 du 15 mai 2006, l’article 33 stipule que « La Banque Centrale a pour mission
générale de préserver la stabilité des prix ». Ce nouvel article qui a remplacé l’ancien article de la loi n° 58-90 du
19 septembre 1958 est une indication claire de la nouvelle orientation de la politique monétaire.
7Figure 1 : Evolution du taux d’inflation de la Tunisie entre 1987-2005
Evolution du taux d'inflation, 1987-2005
9
8
7
6
5
taux d'inflation
4
3
2
1
0
années

Note : Sources : les Statistiques Financières de la Banque Centrale de la Tunisie

En revanche, la monnaie nationale a perdu 2 % en 2001, par rapport à l’euro, contre
4% en 2002 et 8,5 % en 2003 (Figure 2). Cette dépréciation nominale est supérieure au
différentiel d’inflation. En effet, le taux de change effectif réel du dinar par rapport à l’euro a
augmenté au cours de la période 1999-2006 de 3,5 % en moyenne par an.
La dépréciation du taux de change a commencé vers la fin de l’année 2000- début l’an
2001. En effet, au cours de cette période, la Tunisie a connu une série de chocs à effet négatif,
en particulier les évènements du 11 septembre 2001 et l’attaque de synagogue à Djerba en
2002. De plus, l’Euro s’est apprécie rapidement vis-à-vis du Dollar ce qui a favorisé la
dépréciation du Dinar tunisien. En fait, à partir des années 2000, la Banque Centrale de la
Tunisie commence à rendre le taux de change plus flexible par la réduction de ces
interventions sur le marché des changes, ce qui explique la réaction du taux de change aux
chocs extérieurs. Autre l’effet de ces chocs, l’abolition progressive des barrières douanières
dans le cadre de l’accord de libre échange avec l’UE a incité les autorités à laisser le Dinar se
déprécier pour promouvoir les exportations.




8
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
taux d'inflationFigure 2 : Evolution du taux de change du Dinar par rapport à l’Euro, 1999-2006
Evolution du taux de change du Dinar
par rapport à l'Euro, 1999-2006
2
1.5
1 taux de change
0.5
0

Note : Sources : les Statistiques Financières de la Banque Centrale de la Tunisie


3. Méthodologie de travail
Le taux de change est déterminé par le taux d’intérêt, le taux d’inflation et d’autres
variables macroéconomiques qui relèvent de la politique monétaire et budgétaire. En effet, un
taux d’inflation élevé (par rapport à celui des pays concurrents et partenaires sur le plan
commercial) entraînera une dépréciation de la monnaie nationale. De même, un faible taux
d’intérêt provoquera une hausse du taux de change. En revanche, la variation du taux de
change tend à affecter les comportements des firmes € des prix et par conséquent, influence
les politiques macroéconomiques. Ainsi, l’étude de l’interaction entre le taux de change et
l’inflation doit être réaliser dans le deux sens. Comme les équations de régression simple pour
l’estimation du pass-through ignorent l’effet que peut exercer l’inflation sur le taux de change,
le modèle VAR semble être alors la meilleure approche permettant de suivre et étudier une
telle interaction entre le taux de change et les variables macroéconomiques.
L’analyse par le modèle VAR de l’effet du taux de change présente les avantages
suivants :
- cette technique nous permettra d’identifier les chocs structurels suite à la
décomposition de Choleski. De même, elle permet d’examiner les effets des chocs
structurels des autres variables macroéconomiques sur l’inflation domestique.
9
1999M1
2000M1
2001M1
2002M1
2003M1
2004M1
2005M1
2006M1
2007M1- Elle permet de décomposer l’effet des chocs structurels sur l’inflation pour distinguer
les chocs sur le taux de change et les autres chocs.

Nous procédons pour analyser le pass-through pour le cas de la Tunisie, à l’usage d’un
modèle VAR avec quatre variables, l’indice de la production industrielle (IPI), l’indice des
prix à la consommation (IPC), le taux de change effectif nominal € et le taux de marché
monétaire à court terme (TMM). Les chocs structurels sur le taux de change et des autres
variables seront identifiés par la décomposition de Choleski. Les fonctions de réaction aux
impulsions nous permettent de déceler comment les variables macroéconomiques réagissent
face aux chocs du taux de change. Ces fonctions tracent la trajectoire des ajustements dans le
temps de chaque variable en réponse aux différents chocs. En effet, les résultats de cette
analyse dépendent considérablement de la stratégie d’identification choisie.
Soit donc, le système suivant des équations qui représentent la structure de
l’économie :

A y = A()L y + u (1) 0 t t t

avec y est le vecteur composant des variables économiques, A est la matrice des t 0
k
multiplicateurs d’impact, Lest l’opérateur du retard, A()L = L contient la structure ∑ i
i =1
polynomiale, et u représente les chocs structurels avec la matrice de covariance u : t ∑

Var()u = u (2) t ∑

Toutefois, cette forme structurelle du modèle ne peut pas être estimée que par l’ajout
d’une information supplémentaire ; l’information fournie par la forme réduite dans l’équation
(1) est insuffisante pour estimer tous les paramètres de la matrice A . Ainsi, pour identifier A , 0 0
deux restrictions seront prises en compte. La première restriction est que la matrice variance-
covariance des chocs est supposée diagonale ce qui implique que les chocs structurels sont
orthogonaux. La deuxième restriction est que la matrice A est représentée par le triangulaire 0
inférieur. Ces deux hypothèses sont connues par la factorisation de Choleski du modèle VAR.
10