Memoire Online - Analyse des facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre au Bénin

De nos jours, les problèmes de détermination du taux de change se trouvent au coeur des débats politiques. Ils sont les préoccupations premières de toutes les mesures de politique économique et font l'objet de plusieurs études. Les effets du mésalignement du taux de change sur les économies reste aujourd'hui l'un des défis majeurs auxquels sont confrontés les gestionnaires de politique économique. La principale difficulté est liée à la détermination d'un taux de change d'équilibre surtout qu'il n'est pas observable.

Le Bénin à l'instar des autres pays est confronté à la problématique de détermination du taux de change qui lui permettra de réaliser les grands équilibres interne et externe. Malgré l'adoption de plusieurs mesures de politique économique notamment les différents Programmes d'Ajustement Structurel (PAS) et autres mesures de redressement de l'économie béninoise, le pays est toujours confronté à un déséquilibre structurel de ses principales variables macro-économiques. En effet, le Bénin a été lourdement affecté par la crise économique et financière des années 1980. Cette crise était caractérisée par un ralentissement de la croissance économique, de sérieuses difficultés de trésorerie qui se sont traduites par le non paiement des salaires des fonctionnaires pendant plusieurs mois (en 1988), des déficits budgétaires et extérieurs trop importants et le sinistre du système bancaire^1(*). Cette situation a amené le Bénin a fait l'option d'une économie libérale qui s'est traduite par d'importantes réformes visant la restauration de l'environnement macroéconomique viable. De ce fait le pays a été contraint par sa situation économique précaire à adhérer aux PAS^2(*) en 1989.

L'évaluation de la mise en oeuvre de ces programmes montre que les résultats sont mitigés aussi bien sur le plan de la compétitivité de l'économie que sur le plan de la réalisation des performances économiques du pays. Ceci semble dire que le taux de change réel qui sert d'indicateur de mesure avec le reste du monde n'est pas à son niveau optimal. Cet état de chose risque de compromettre

la réalisation des performances du pays en matière de compétitivité sur le plan interne qu `externe à cette ère de mondialisation des économies et d'une poussée exponentielle de l'émergence des blocs régionaux.

En effet, en raison de l'importance de la réalisation des équilibres interne et externe au sein d'une économie, MUNDELL-FLEMING (1961) préconise à travers la règle de MUNDELL, que les mesures de politique économique doivent être combinées de manière efficiente.

Ainsi donc, la politique budgétaire doit autant que possible suivre l'équilibre intérieur et la politique monétaire, l'équilibre extérieur. Il s'en suit que la variable taux d'intérêt est un instrument performant au service de la politique de change et monétaire dans la réalisation de l'équilibre externe.

Au regard de tout ce qui précède, la réalisation de ces différents équilibres au sein d'une économie ne peut être effective sans au préalable une bonne connaissance des variables pertinentes capables d'influencer la détermination du taux de change réel d'équilibre. De par le rôle du taux de change réel d'équilibre dans l'accroissement de l'activité économique via la compétitivité, cette étude mérite d'être menée spécifiquement de manière à identifier et à comprendre les déterminants du taux de change d'équilibre. Ainsi, cette étude permettra de prévoir de façon fiable le niveau du taux de change compatible à la réalisation des grands équilibres macroéconomiques moteur d'une croissance économique durable et soutenable. C'est la pertinence de cette réflexion qui nous amène à porter notre étude sur le thème « Analyse des facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre au BENIN ».

S'il ressort que le développement économique durable auquel aspirent les pays africains en général et le BENIN en particulier, nécessite un niveau de croissance considérable, cette accélération de la croissance est nécessaire au regard du mouvement forcé d'intégration de plus en plus poussée de l'économie mondiale. Pour cela, il s'avère indispensable de créer et de soutenir un système productif susceptible d'accomplir ce rôle en prenant appui sur le taux de change

réel d'équilibre qui pourrait autant que possible surmonter les effets du mésalignement. Un moyen pour le faire est de suivre l'évolution des facteurs explicatifs du taux de change réel d'équilibre. Ce taux de change réel d'équilibre est l'objet de la présente étude.

Quels sont les déterminants du taux de change d'équilibre au BENIN ? C'est à ce niveau que réside la problématique de cette étude. Cette question de recherche serait appréhendée à travers les questions spécifiques ci-après :

L'étude des facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre par une approche économétrique permettrait plus facilement de comprendre et d'identifier les déterminants de ce taux de change d'équilibre au Bénin.

Cette étude a pour objectif principal d'analyser les déterminants du taux de change d'équilibre au Bénin à l'aide d'un certain nombre de variables explicatives afin de permettre aux gestionnaires de la politique économique d'apprécier dans le temps leur contribution à l'activité économique.

En d'autres termes elle vise à assurer l'adéquation entre le niveau du taux de change réel attendu et le taux de change dit d'équilibre optimal à l'économie.

ü d'estimer la contribution des fondamentaux internes sur le taux de change d'équilibre ;

ü d'évaluer l'accélération des variables fondamentales externes sur le taux de change d'équilibre.

Pour atteindre les objectifs spécifiques ci-dessus, nous avons formulé un certain nombre d'hypothèses :

les variables fondamentales internes notamment la masse monétaire et le déficit budgétaire ont une influence positive sur le taux de change d'équilibre ;

les capitaux extérieurs en qui s'identifie l'équilibre externe ont une incidence négative et significative sur le taux de change d'équilibre.

Le présent mémoire se compose de trois chapitres. Le premier chapitre présente la revue de littérature et les techniques d'analyse. Le deuxième, quant à lui procèdera à la spécification du modèle et présentera les résultats des tests préliminaires de cette étude. Enfin, dans le troisième chapitre, nous présenterons et analyserons d'une part les différents résultats empiriques de l'étude et d'autre part, donnerons des suggestions de politique économique.

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 REVUE DE LITTERATURE ET TECHNIQUES D'ANALYSE

Ce chapitre vise à présenter le cadre théorique auquel se rapporte (mire) la question de recherche à travers une revue de littérature de quelques auteurs ayant abordé les déterminants du taux de change d'équilibre (section 1). Ensuite, il sera question d'exposer la méthodologique via les techniques d'analyse de cette étude (section 2).

SECTION 1 : Revue de littérature

Le cadre canonique de cette réflexion est basé sur les théories du taux de change, le modèle de MUNDELL-FLEMING en économie ouverte et les dilemmes de politique économique.

A- Le coeur de la théorie

La théorie du taux de change a été au coeur des débats dans les échanges internationaux et trouve son point de mire dans la théorie de la parité du pouvoir d'achat.

En effet, le change est l'opération par laquelle on se procure contre de la monnaie nationale des moyens de paiement valables à l'étranger et inversement. Ainsi définies les opérations de change donnent lieu à des offres et à des demandes de devises qui se rencontrent sur un marché et permettent de déterminer le taux de change encore appelé cours de change. Ce marché fonctionne à travers plusieurs modalités notamment les différents types de cotation. A travers les cotations, les agents économiques se comportent différemment afin que chaque partie puisse tirer profit de son opération en utilisant les diverses mesures de couvertures et les diverses innovations financières du marché de change.

On peut retenir que le taux de change est la valeur de la monnaie nationale exprimée en monnaie étrangère et est influencé par plusieurs facteurs. En effet, les opérations de la balance des paiements engendrent une offre et une

demande de monnaie permettant ainsi la détermination du prix qu'est le taux de change. Divers facteurs économiques influencent cette offre et cette demande de

devise. La théorie monétaire internationale nous permet de distinguer notamment les facteurs fondamentaux et les facteurs psychologiques.

générale comme le volume des échanges de biens et de services, les niveaux et l'évolution des prix à l'intérieur et à l'extérieur, les niveaux des taux d'intérêt à l'intérieur et à l'extérieur, les niveaux des activités économiques internes et externes.

Par ailleurs, lorsque le solde de la balance courante dégage un excédent, il y a une offre nette de devise ce qui entraîne une appréciation de la monnaie nationale au détriment de la monnaie étrangère. En cas de déficit de la balance courante, il y a une demande nette de devise et la monnaie nationale tend à se déprécier au profit de la devise étrangère qui s'améliore. Il s'en suit que la valeur internationale d'une monnaie est le reflet des niveaux des prix à l'intérieur et à l'étranger ou le reflet des évolutions des prix à l'intérieur et à l'étranger.

Ces reflets impliquent la notion de parité des pouvoirs d'achat (absolue et relative) développée par G. CASSEL (1916). En fait on peut retenir avec cet auteur qu'il y a parité du pouvoir d'achat entre deux pays lorsque le prix est identique dans les deux pays après conversion par le taux de change. Au cas contraire on assiste au phénomène de sous évaluation ou de surévaluation de la monnaie nationale ou de la monnaie étrangère. Les variations du taux de change peuvent être contournées par le fait qu'il y a une relation entre le taux de change et les taux d'intérêt. Ainsi on invoque le taux de change d'équilibre. Ce dernier peut-être obtenu à travers un libre fonctionnement du marché de change à terme ou à travers les mouvements internationaux des capitaux ou soit par la psychologie des agents économiques. Ainsi on peut noter qu'en dehors des facteurs fondamentaux il y a des facteurs psychologiques qui influencent le taux de change.

Depuis les années 1970 les fluctuations des taux de change ne sont plus expliquées par les seuls déterminants fondamentaux. Les anticipations et la spéculation des agents économiques jouent un rôle essentiel dans l'instabilité des taux de change. En effet, en vue de maximiser leur profit, ces agents économiques anticipent ou spéculent. Cette pratique provoque la variation du taux de change. Les théories de la surévaluation ou des bulles spéculatives expliquent mieux les comportements des agents économiques.

B- Les théories du taux de change réel

Nous retenons essentiellement la théorie de la surévaluation du taux de change et la théorie des bulles spéculatives.

Selon la théorie de la surévaluation du taux de change, le taux de change d'équilibre à long terme dépend des déterminants fondamentaux mais à court terme les variations du taux de change sont influencées par les facteurs psychologiques d'où la possibilité d'une surévaluation. On peut admettre selon la thèse de la parité du pouvoir d'achat que le taux de change d'équilibre dépend du taux d'inflation. En effet si le taux d'inflation nationale s'élève alors il en résulterait une dépréciation de la monnaie nationale. Dire qu'il y a surévaluation du taux de change revient à dire qu'à court terme la dépréciation de la monnaie nationale sera plus forte que ce qui est nécessaire pour établir le taux de change d'équilibre à long terme. Cette théorie de la surévaluation ne permet pas d'expliquer la surévaluation durable d'une monnaie telle qu'elle a été observée entre 1980 et 1985 pour le dollar américain. La théorie des bulles spéculatives a été développée pour approfondir l'analyse du rôle des anticipations sur l'évolution du taux de change.

Rappelons qu'une bulle spéculative est un écart durable et cumulatif entre la valeur d'équilibre d'une variable et sa valeur observée.

La spéculation crée un écart entre le taux de change du marché et la valeur de ce taux correspondant aux fondamentaux. Il faut souligner que la spéculation est observée sur un marché lorsque les intervenants de ce marché espèrent un retournement de tendance et adoptent simultanément la même attitude. Ainsi les comportements psychologiques des spéculateurs ont une importance capitale sur le fonctionnement du marché de change et sur les évolutions effectives de ce dernier.

Etant donné que ces déséquilibres ne peuvent pas durer indéfiniment, il est nécessaire à présent de recourir aux théories de rééquilibrage du taux de change. Il faut noter qu'un tel rééquilibrage résulte d'une manipulation des composantes de la balance des paiements à travers ses sous soldes. Trois approches sont évoquées en vue d'atteindre cet objectif. Parmi ces modalités on retrouve l'approche de l'effet-prix, l'approche de l'absorption qui combine l'effet-prix et l'effet revenu et l'approche monétaire qui met en exergue les encaisses réelles de la dévaluation.

Selon les auteurs MARSHALL-LERNER et ROBINSON ces trois modalités sont manipulables «si les élasticités d'offres à l'importation et à l'exportation sont infinies et si la balance courante est initialement en équilibre la condition nécessaire et suffisante pour qu'une dévaluation de la monnaie nationale améliore la balance courante est que la somme des élasticités prix en valeur absolue de la demande nationale d'importation et de la demande extérieure d'exportation soit supérieure à l'unité». Quels sont alors les différents facteurs qui influencent le taux de change d'équilibre des pays en voie de développement en général et celui du Bénin en particulier?

C- Analyse de la revue empirique de littérature

En nous appuyant sur les travaux de MIREILLE LINJOUOM (2004) sur les déterminants du taux de change réel au Cameroun, nous relèverons les différents facteurs du taux de change réel de quelques pays selon certains auteurs.

Selon EDWARD (1989), les termes de l'échange, les flux de capitaux, les taxes à l'importation, les dépenses du gouvernement, le différentiel de productivité, l'excès de crédit domestique, la dévaluation nominale sont les déterminants fondamentaux de taux de change réel en Afrique du Sud.

Notons que d'après Mc DONALD et RICCI (2003) pour ce même pays, ces facteurs sont le différentiel des taux d'intérêt réel, le produit intérieur brut par tête, les cours des matières premières, le degré d'ouverture, le solde budgétaire et les avoirs extérieurs nets.

En synthétisant l'analyse selon ces deux approches, on note une mineure différence dans les facteurs explicatifs du taux de change réel au sein du pays considéré. Ce fait, loin d'être une différence méthodologique, peut être dû à l'environnement économique qui prévalait dans chaque période d'étude. En effet, l'année 1989 est marquée par une morosité de l'activité économique dans presque tous les pays en développement (PED). Au lendemain des reformes structurelles via les PAS, les économies deviennent de plus en plus émergentes.

C'est dans ce contexte que DONALD et RICCI ont réévalué les déterminants du taux de change réel de ce pays.

Par ailleurs, ELBADAWI (1994), a eu à mener cette étude pour le Ghana. Selon cette étude, les fondamentaux du taux de change d'équilibre ont pour noms les termes de l'échange, les flux d'entrée de capitaux, l'ouverture, les taxes à l'importation, les dépenses du gouvernement, le différentiel de productivité, le crédit domestique et la dévaluation nominale.

BAFFES et ELBADAWI (1999) abordant cette réflexion pour la Côte d'Ivoire et le Burkina Faso ont retenu comme fondamentaux du taux de change réel, les termes de l'échange, l'ouverture, le solde commercial, le Produit Intérieur Brut par tête, l'investissement par tête et le niveau des prix à l'étranger.

Quant à KALINDA MKENDA (2001) dans le cas de la Zambie, il retient les termes de l'échange, les dépenses publiques, l'investissement, les réserves de

change, les taxes indirectes, le taux de croissance réel de long terme comme fondamentaux du taux de change réel.

ZINZOGAN (2000) retient pour le BÉNIN les fondamentaux ci-après : les termes de l'échange, les dépenses publiques, la masse monétaire, les taxes indirectes.

De tout ce qui précède, il est montré que les problèmes que soulève la détermination du taux de change d'équilibre sont au coeur des débats de politique économique. La surévaluation persistante et les mésalignements justifient les situations d'équilibre et de déséquilibre du taux de change selon respectivement KAMMSKY et MERILL LUNCH (1998) puis EDWARDS et SAVASTANO (1999).

Soulignons avec WILLIAMSON (1998) que la préoccupation majeure des économistes est une définition appropriée du concept de taux de change d'équilibre et d'estimer sa valeur. Avec cet auteur, on peut dire que lorsqu'un taux de change nominal est défini, le taux de change d'équilibre peut être atteint à partir des ajustements nécessaires. Alors le taux de change nominal approprié coïncide avec le taux de change d'équilibre de long terme. Le taux de change d'équilibre est celui qui peut réaliser les équilibres interne et externe d'une économie. Il y a mésalignement dès lors que le taux de change s'écarte de son sentier d'équilibre.

Les études sur les déterminants du taux de change d'équilibre et leurs importances sur le mésalignement du taux de change ont constitué une part importante dans les recherches tant empiriques que théoriques au cours de ces dernières années. Les études de EDWARDS (1989) sur les pays en développement montrent que l'évolution du taux de change effectif réel est liée aux politiques macro économiques mises en place par les gouvernants et aussi à l'environnement économique internationale. L'auteur insiste sur la nécessité de bien choisir les variables économiques qui sont en interaction avec cet indicateur. Selon lui le taux de change d'équilibre de long terme est uniquement affecté par des variables réelles classées en deux catégories à savoir les variables

structurelles (ou fondamentales) externes et celles internes. Au nombre des fondamentaux externes il retient les prix mondiaux (les termes de l'échange), les flux de capitaux (ou la dette extérieure), et le taux d'intérêt mondial. Les fondamentaux internes ou domestiques recouvrent des variables dépendant de la politique gouvernementale, telles que le déficit budgétaire, les taxes à l'importation, les quotas à l'importation et les contrôles de change. Cet auteur a testé empiriquement un modèle qui révèle que les facteurs réels ou nominaux affectent le taux de change à court terme alors qu'à long terme, seuls les facteurs réels affectent le taux de change d'équilibre soutenable. Il examine également le lien qui existe entre le mésalignement du taux de change d'équilibre et les performances macroéconomiques. Il parvient à la conclusion selon laquelle les pays qui maintiennent leurs taux de change plus proche de leur taux de change d'équilibre sont plus performants que ceux qui entrent dans des mésalignements de leurs taux de change. Dans le même ordre d'idée les travaux de BAFFES et AL(1990) ont montré que dans certaines régions de l'Amérique Latine, l'instabilité des taux de change a freiné la croissance des exportations tandis qu'en Asie, le développement des exportations a été favorisé par des taux de change stables.

Le taux de change réel ne suffit pas aux décideurs de politique économique d'assurer les équilibres internes et externes. Pour approfondir ces réflexions Mundell et Fleming proposent une nouvelle approche : la théorie ISLM-BP. Nous présenterons ce modèle et soulignerons sa pertinence dans l'analyse de la détermination du taux de change d'équilibre.

Paragraphe 2: Le modèle ISLM-BP et les dilemmes de politique économique

A- Le modèle IS-LM en économie ouverte

Le modèle IS-LM de HICKS et HANSEN décrit l'équilibre de sous emploi afin de rendre compte de la théorie keynésienne. La courbe IS présente les

conditions d'équilibre sur le marché des produits et LM présente les conditions d'équilibre sur le marché de la monnaie.

Le modèle ISLM-BP élaboré par Mundell et Fleming a étendu ce raisonnement au cas d'une économie ouverte avec les hypothèses sur la nature du change et le degré de mobilité des capitaux. La droite représentative de l'équilibre externe est BP. Elle est fonction du revenu et du taux d'intérêt (i). La balance globale est composée de la balance des transactions courantes qui est fonction du revenu (Y) et de la balance des capitaux qui est fonction du taux d'intérêt.

La droite BP dont la pente dépend de la propension marginale à importer et du degré de mobilité des capitaux est croissante dans le système d'axe (i ; y). Une augmentation de Y (revenu) entraîne une augmentation des importations, ce qui suscite un solde négatif de la balance commerciale obligeant à relever le taux afin que l'entrée des capitaux compense les sorties dues aux importations de marchandises. L'équilibre externe (BP) peut-être au dessous (excédent externe), ou au dessus (déficit externe) de l'équilibre interne (ISLM). En retenant comme objectif de politique économique le plein emploi et l'équilibre externe, nous pouvons graphiquement représenter quatre situations de déséquilibre : inflation et déficit externe ; inflation et excédent externe ; chômage et déficit externe ; et enfin chômage et excédent externe.

La maîtrise des mécanismes de politique économique et la connaissance de la portée réelle des instruments utilisés sont nécessaires. Cela implique une adéquation entre le choix des types d'instruments et celui des types d'objectifs à atteindre. Pour avoir un équilibre interne et externe il est nécessaire de faire recours aux instruments comme la politique monétaire et celle budgétaire d'où naît le dilemme de politique économique car en tenant compte du régime de change la résolution d'un déséquilibre peut entraîner un autre.

B- Dilemmes de politique économique

Les dilemmes de politique économique résultent de la possible contradiction entre l'équilibre interne et l'équilibre externe. Les différentes combinaisons des déséquilibres (interne et externe) conduisent à l'une des quatre situations ci-dessus évoquées. Ainsi donc, il y a dilemme de politique économique lorsque la politique pour corriger un déséquilibre conduit à l'aggravation de l'autre. Ceci pose le problème lié au choix, à l'affectation et à la combinaison des politiques conjoncturelles en économie ouverte. Les travaux du professeur ALBERT ONDO

OSSA (2001) sur les dilemmes de politique économique en pays sous développé nous aideront à étayer nos réflexions sur la pertinence du modèle de Mundell et de Fleming dans la présente étude.

En effet, à en croire l'auteur, les politiques initiées dans le cadre des Programmes d'Ajustement Structurel (PAS) sont source de dilemmes. Ceci est dû au fait que les objectifs de politique économique sont mal ordonnés et l'affectation des instruments aux objectifs est non rationnelle. Selon le principe de cohérence de Tinbergen que la politique économique consiste en la manipulation délibérée d'un certain nombre d'instruments à des fins précises. Cette théorie préconise autant d'instruments que d'objectifs. En ce qui concerne le choix des instruments à en croire ALBERT ONDO OSSA (2001) trois types de politiques sont envisageables en vue d'obtenir des équilibres interne et externe. Il s'agit de : politique budgétaire restrictive, politique monétaire restrictive et politique de change axée sur la dévaluation. Etant donné que les mêmes instruments peuvent autant servir à la stabilisation interne (lutte contre l'inflation et le chômage) qu'à l'ajustement externe (l'équilibre de la balance extérieure), il se pose inévitablement un problème de choix que pouvait élucider le modèle théorique de Mundell Fleming. Ce modèle encore appelé principe d'efficience montre qu'en cas de change fixe et en tenant compte des avantages comparatifs, les instruments de politique économique à savoir politique budgétaire et politique monétaire sont envisageables. Ainsi il revient à affecter la politique budgétaire à la stabilité (équilibre interne) et la politique monétaire à la maîtrise de la balance des

paiements (équilibre externe). La politique monétaire permet d'attendre le plein emploi si les capitaux sont internationalement mobiles et sensibles aux taux d'intérêt. Ce qui n'est toujours pas vérifié dans les pays en développement. Ainsi à partir du modèle de Mundell Fleming on comprend la manipulation que l'on peut faire du taux de change surtout en change fixe.

De tout ce qui précède, s'il est vrai que la détermination du taux de change réel d'équilibre n'est chose facile en raison des nouveaux facteurs non quantifiables tels que les psychologiques ; un consensus est retrouvé au sein des économistes et qui atteste que les déterminants fondamentaux tels que les termes de l'échange,le degré d'ouverture de l'économie, l'afflux des capitaux ,le taux international d'intérêt, les dépenses publiques en biens non échangeables, le prix international de biens importables, le taux des droits de douane ,l'absorption totale peuvent mieux expliquer le niveau de taux de change d'équilibre au sein d'une économie toutes chose égale par ailleurs.

Section 2 : SOURCES de données et techniques d'analyse

Paragraphe 1 : Sources des données

Les données utilisées dans cette étude sont secondaires. Elles proviennent des indicateurs de développement de la Banque Mondiale (World development indicators 2005) ; des annuaires statistiques de l'INSAE, des Statistiques des finances publiques du Ministère de l'Economie et des Finances.

La période de l'étude s'étend de 1980 à 2006 et se justifie par le souci de couvrir un nombre suffisant d'années pour dégager des tendances plus ou moins significatives.

Paragraphe 2 : Techniques d'analyse

Pour conduire à terme cette étude, l'estimation économétrique sera utilisée pour appréhender les facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre au Bénin.

A cet effet la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO) sous le logiciel Eviews 3.1 serait utilisée. Par ailleurs d'autres tests seront exécutés il s'agit de :

Le test de multi colinéarité est effectué pour prévenir le risque de l'instabilité des coefficients des moindres carrés. Il permet également de voir si la matrice des

variables exogènes est régulière (c'est-à-dire inversible) et finie. Pour y parvenir, le test de Klein sera appréhendé. Ce test est fondé sur la comparaison du coefficient de détermination R² calculé sur le modèle à k variables et les coefficients de corrélation simple r²_{xi xj} entre les variables explicatives. La règle de décision est la suivante :

Les séries économiques ne sont ni stationnaires ni Co-intégrées par nature. Les valeurs obtenues à chaque date ne sont pas toujours issues d'une même loi de probabilité. Il faut toujours au préalable stationnariser les séries non stationnaires afin d'éviter le risque de «régression fallacieuse». Lorsque les variables ne sont pas stationnaires, l'estimation des coefficients par les MCO ne converge pas vers les vrais coefficients et les tests usuels des t de Student et f de Fisher ne sont plus valides. Le test que nous allons utiliser pour étudier la stationnarité des variables, est celui de Dickey Fuller Augmenté (ADF) avec les hypothèses suivantes :

ü Si ADF _stat< ADF_critique alors l'hypothèse H₀ est vérifiée. La variable est donc non stationnaire

ü Si ADF_stat= ADF _critique alors l'hypothèse H₁ est vérifiée et la variable est stationnaire.

Le test d'ADF sur les résidus est fait pour confirmer l'hypothèse d'une co-intégration entre les variables ; ainsi dès lors que le résidu est stationnaire, l'hypothèse d'une co-intégration entre les variables est acceptée. La règle de décision est la suivante :

Si le t-statistique ADF est inférieur à la valeur critique au seuil de 5%, alors il y a absence de racine unitaire dans les résidus.

Le recours au test de cointégration permet de savoir si l'estimation par les MCO de la relation de long terme entre les variables est possible. Il permet également d'éviter le risque d'estimer des relations fallacieuses et d'interpréter les résultats de manière erronée car très élevé. De plus il permet de voir s'il y a lieu ou pas d'estimer un modèle à correction d'erreur.

ü L'approche d'ENGEL et GRANGER qui montre l'existence d'une évolution stable à long terme entre les séries et de plus l'existence d'une co-intégration entre les variables.

ü L'approche de JOHANSEN permet par la méthode de maximum de vraisemblance de tester l'existence d'une relation de long terme dans les séries temporelles stationnaires et d'obtenir tous les vecteurs de co-intégration dans un cadre multivarié.

Suite à ses tests, nous procéderons aux estimations de la relation de long terme et de celui de court terme sur les variables et les tests de validations suivants seront appliqués aux deux estimations :

Ce test permet de voir si les erreurs du modèle estimé sont corrélées ou non. La statistique de BREUSCH GODFREY est GB=nR² avec p le nombre de retard des résidus ; n le nombre d'observations ; R² le coefficient de détermination. Elle suit une distribution de khi-deux à p degré de liberté. On parle de non corrélation des erreurs lorsque nR²<khi-deux(p) ou si la probabilité donnée par Eviews est > à 5%.

Il est fondé sur la notion d'asymétrie (Skewness) et d'aplatissement (Kurtosis). Pour calculer des intervalles de confiance prévisionnels et pour effectuer les tests de Student sur les paramètres, il faut que le bruit blanc a_tsuive une distribution normale. La statistique de JARQUE BERA suit une loi de khi-deux à deux degrés de liberté sous l'hypothèse de normalité. On accepte l'hypothèse de normalité des résidus lorsque l'une ou l'autre des conditions suivantes est vérifiée :

ü Si la valeur estimée de la statistique de Jarque Bera est inférieure à celle lue dans la table de khi-deux au seuil de 5% à deux degrés de liberté (5,99).

ü Si la probabilité de la statistique de Jarque Bera fournie par Eviews est supérieure au seuil de 5%.

Ce test permet de savoir s'il y a hétéroscédasticité des résidus du modèle et de détecter son origine. A cet effet, il régresse le carré des résidus en fonction des carrés des variables du modèle. La décision du test est basée sur la statistique de Fisher du modèle estimé. A l'image de celle de GB, la statistique de White est utilisée W= nR² et suit un khi deux à p degré de liberté, lorsque n est

grand. L'hypothèse d'homoscédasticité des erreurs est acceptée si la probabilité affichée est > à 5%.

Ce test a pour objectif d'étudier la stabilité du modèle. Le modèle de court terme étant dynamique, il ne s'applique qu'au modèle de long terme. Si la courbe ne coupe pas le corridor (en pointillés) alors le modèle est stable ; par contre, il est instable dès lors que la courbe coupe le corridor

Ø Analyse de la significativité globale du modèle et celui des coefficients : test de FISCHER

L'analyse de la significativité des coefficients se fera en deux étapes : l'analyse du point de vue de la significativité globale de l'ajustement d'une part et celle de la qualité individuelle des estimateurs d'autre part.

L'appréciation de la qualité globale de l'ajustement se fait avec la statistique de Fischer qui indique si les variables explicatives ont une influence significative sur la variable à expliquer ou pas.

L'arbitrage se fait par la comparaison de la valeur de la statistique de Fischer estimée à celle tabulée de Fischer.

Le logiciel Eviews fourni automatiquement la probabilité associée à la statistique de Fischer calculée, ce qui facilite l'analyse. Il suffira donc de comparer la probabilité associée à la statistique de Fischer au seuil de 5% retenu. Dans le cas où la probabilité associée à la statistique de Fischer est inférieur à 5%, alors l'hypothèse Ho sera rejetée au profit de l'hypothèse alternative selon laquelle la régression est globalement significative.

Pour se prononcer sur la significativité individuelle des estimateurs, on utilise la statistique de student directement fournie par Eviews. Lorsqu'au seuil

considéré la valeur de la statistique de student estimée est supérieure à celle tabulée par student, alors on retient l'hypothèse de significativité des coefficients. Dans le cas contraire, l'hypothèse de non significativité des coefficients sera acceptée. Il sera utilisé ici, comme cela a été précédemment fait, la probabilité de rejet que fournit le logiciel Eviews au seuil retenu.

Ce qui facilitera l'analyse de la significativité individuelle est qu'une variable explicative sera significative si sa statistique de Student en valeur absolue et sa probabilité est inférieure à 5%.

Eu égard à tout ce qui précède, il est prépondérant de procéder à la spécification du modèle pouvant contribuer à appréhender les facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre au BENIN.

SPECIFICATION DU MODELE ET RESULTATS DES TESTS PRELIMINAIRES

Dans ce chapitre, il s'agira de procéder à une présentation du modèle de référence. Ceci, nous permettra de bien spécifier le modèle auquel s'y prête l'analyse des facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre au BENIN. Par ailleurs, nous exécuterons des principaux tests de diagnostic afin de pouvoir prétendre faire les différentes estimations.

Section 1 : ModèleS de reference et specification

Paragraphe 1 : Modèles de reference

La détermination des facteurs explicatifs du taux de change réel d'équilibre prend appui, essentiellement, sur les trois modèles de référence à savoir le modèle FERER, le modèle NATREX et le modèle BEER.

D'abord, le modèle FERER entendu Fundamental Equilibrium Real Exchange Rate développé par WILLIAMSON (1994), considère le taux de change réel d'équilibre fondamental comme étant le taux de change effectif réel permettant d'atteindre simultanément les équilibres interne et externe à moyen terme. Selon l'auteur, l'équilibre interne est caractérisé par la convergence des économies vers un sentier de croissance non-accélérateur d'inflation c'est-à-dire vers un taux de chômage établi au niveau naturel (NAIRU.). L'équilibre externe se définit essentiellement par une cible de balance courante qui correspond généralement à un solde soutenable mais pas nécessairement en équilibre. Le FERER analyse la dynamique de change de moyen terme en faisant explicitement référence aux déterminants réels du taux de change et en particulier les déséquilibres de la balance courante et les écarts de production.

S'inspirant de ce modèle, Baffes et al (1999) ont écrit : TCER* = TCER* (G_N, G_T, AIDE, RW, rAEN) où RW représente le taux d'intérêt mondial, G_T les dépenses gouvernementales en biens échangeables, G_Nles dépenses

gouvernementales en biens non échangeables, AIDE le flux d'aide au développement et rAEN représente le service de la dette extérieure.

Ensuite, le modèle NATREX, entendu Natural Real Exchange Rate, développé par STEIN (1994) conjointement avec ALLEN (1995) et SAUERNHEIMER (1996), considère le taux de change comme étant le taux de change réel naturel. Le NATREX intègre explicitement les problèmes de convergence structurelle représentée par les différentiels de productivité. Ainsi la détermination d'un taux de change réel naturel tient copte essentiellement de l'effet BALASSA-SAMUELSON (BS) selon lequel le taux de change réel est fonction des différentiels de croissance de productivité. Le NATREX lève une partie des insuffisances du modèle FERER. Car l'effet BS permet d'expliquer les écarts du taux de change réel à la parité des pouvoirs d'achat absolue qui n'est généralement pas vérifié entre des économies qui n'ont pas le même niveau de développement. En plus de l'effet BS le taux de change réel d'équilibre est aussi fonction du solde de la balance courante qui devient endogène et non plus posé comme cible tendancielle. Cependant, contrairement au FERER le NATREX reste difficilement applicable aux économies en développement et en transition. SAMI MOULEY (2004) s'appuie sur ce modèle et écrit : e* = e*(Ë_nt, ð_t, a, i, i*, bc, P_nt) où Ë_nt et Ë_t représentent respectivement la productivité dans le secteur des biens échangeables et celui des biens non échangeables, a le portefeuille total d'actifs, i et i* les taux d'intérêt domestique et étranger, bc le solde de la balance commerciale, P_nt le prix des biens non échangeables en terme de monnaie domestique.

De même OSCAR KUIKEU trouve le modèle suivant : e* = e* (g_n, g_t, b, q, n, tot) où g_n est la part des dépenses publiques en biens non échangeables g_t est la part des dépenses publiques en bien échangeables avec : b la balance commerciale ; q le coût des transactions ; n les mesures tarifaires ; tot le degré d'ouverture lié aux termes de l'échange. Signalons ici que e* est aussi le taux de change qui assure simultanément l'équilibre interne et celui externe.

L'équilibre interne correspond à l'équilibre du marché du travail et à l'équilibre des biens non échangeables. L'équilibre externe est réalisé lorsque la solde de la balance courante est nulle.

Enfin, le modèle BEER entendu Bechavioral Equilibrium Exchange Rate est développé par MAC (1997) puis par CLARK (1998). C'est une approche dynamique comme le NATREX. Mais les fondamentaux n'apparaissent que de façons indirectes. Ainsi notre réflexion va plus s'appuyer sur les deux premiers modèles.

De tout ce qui précède, ces modèles de détermination du taux de change réel d'équilibre révèlent que les variables ci-après l'influencent significativement. Il s'agit de :les termes de l'échange ;les flux de capitaux ;le taux d'intérêt mondial ; la masse monétaire ; le déficit budgétaire ; la dépense gouvernementale.

Paragraphe 2 : Spécification du modèle

En s'appuyant sur ces modèles de départ, et au regard des enseignements issus de la revue, le modèle à spécifier se présente comme suit :

A- Variable expliquée (TCER)

La variable expliquée de notre étude est désignée par le taux de change effectif réel. La réalisation du taux de change d'équilibre est la résultante du TCER puis des variables économiques du pays. Ceci étant, le taux de change d'équilibre se définit comme le prix relatif des biens échangeables par rapport aux biens non échangeables qui assure la réalisation simultanée des équilibres interne et externe. L'équilibre interne est celui du marché des biens non échangeables associés à un taux de chômage établi à un niveau naturel, alors que l'équilibre externe découle de la satisfaction de la contrainte budgétaire intertemporelle qui stipule que la somme actualisée de la balance courante est nulle (approche microéconomique). En revanche, selon WILLIAMSON (1994) le taux de change réel d'équilibre se définit comme étant le taux de change réel effectif permettant d'atteindre simultanément les équilibres interne et externe à

moyen terme. Ce taux de change effectif réel serait notre variable endogène (approche macroéconomique).

B- Variables explicatives

Compte tenu de la littérature empirique en la matière et de la spécificité de l'économie du Bénin, les variables ci-après sont retenues pour expliquer les déterminants du taux de change réel d'équilibre au BENIN.

Les chocs des TE influencent le taux de change d'équilibre à travers les prix relatifs des biens non échangeables par rapport aux prix des biens échangeables il sont définis comme le prix relatif des exportations par rapport aux prix des importations. L'impact des variations des termes de l'échange sur le taux de change d'équilibre est théoriquement ambiguë selon les auteurs comme ELBADAWI et SOTO (1997) ARON et Al (1997) et EDWARDS (1989).

La variable de comportement de gouvernement est une variable fondamentale qui a un impact également ambigu sur le taux de change d'équilibre. Cet impact dépend de l'importance relative des biens échangeables et celle en biens non échangeables dans l'économie à en croire les auteurs ci-dessus cités.

Une augmentation de la consommation des biens non échangeables par le gouvernement financée par emprunt entraîne une hausse des prix des biens non échangeables. Ce qui entraîne l'appréciation du TCER d'équilibre. Par la suite, le paiement des dettes de l'Etat par augmentation des impôts réduit le revenu disponible et la demande globale. Cette baisse de la demande globale se traduit par une réduction des prix des biens non échangeables et la dépréciation du TCER d'équilibre. L'analyse de la modification de la consommation des biens

échangeables par l'Etat conduit aux mêmes résultats. Le coefficient affecté à cette variable peut être soit positif, soit négatif.

Les flux de capitaux affectent les prix relatifs des biens échangeables et non échangeables et par conséquent le taux de change d'équilibre.

EDWARDS (1989) montre dans son étude portant sur les pays en développement qu'une augmentation des flux de capitaux dans l'économie conduit à une appréciation du taux de change. Dès lors un relâchement du contrôle des flux de capitaux conduirait à une dépréciation du taux de change. Une entrée de capitaux dans l'économie entraîne l'appréciation du TCER ; tandis qu'une sortie de capitaux déprécie le TCER. En effet, une entrée de capital entraîne l'accroissement de la demande des biens non échangeables et donc la hausse de leurs prix. Nous attendons que le signe affecté à cette variable soit négatif.

Une augmentation de la masse monétaire se manifeste par une appréciation du TCER. Une baisse de la masse monétaire se manifeste par la dépréciation du TCER. En effet, toute augmentation de la masse monétaire conduit à la hausse des prix des biens échangeables et à la diminution des réserves de change. Il s'ensuit une appréciation du TCER. On peut donc s'attendre à ce que le coefficient de la variable masse monétaire soit négatif.

La dépendance d'un pays de l'extérieur pour financer son déficit a des influences sur le taux de change d'équilibre. En effet lorsqu'une nation fait recours à l'aide extérieure pour financer son déficit cela implique dans un premier temps des entrées de capitaux mais déprécie dans un second temps la monnaie nationale. Alors le volume des dettes vis à vis de l'extérieur à un impact sur le taux de change d'équilibre.

A l'instar de EDWARD (1989), le modèle à spécifier expliquant la relation entre le taux de change effectif réel et les variables macro-économiques conduisant à l'équilibre sont :

Dans le modèle, les a_i sont supérieurs à zéro. Ce modèle s'identifie à une relation de long terme.

C- Critères de vérification des hypothèses

La vérification des hypothèses se fera sur la base des critères et indicateurs suivants :

La première hypothèse sera vérifiée par la significativité de l'élasticité des

variables masse monétaire et déficit budgétaire. Si les coefficients affectés à ces variables sont positifs et que la probabilité associée au t de Student est

inférieure à 5% cette hypothèse sera acceptée ; dans le cas contraire elle sera rejetée.

capitaux extérieurs est significativement négatif. Si non, elle sera rejetée.

Section 2 : Résultats des tests préliminaires

Paragraphe 1 : Les tests préliminaires

A- Test de KLEIN

Le tableau ci-après donne la matrice des coefficients de corrélation entre les variables TCER, TE, MM, KE, G et DB.

	TCER	MM	G	DB	KE	TE
CER	1	0.59	0.42	0.31	0.63	0.35
MM	0.59	1	0.80	0.02	0.78	0.45
G	0.42	0.80	1	0.11	0.79	0.43
DB	0.31	0.02	0.11	1	0.13	0.18
KE	0.63	0.78	0.79	0.13	1	0.43
TE	0.35	0.45	0.43	0.18	0.43	1

La comparaison des carrés des coefficients de corrélation entre la variable TCER et les variables TE, MM, KE, G DB et du carré du coefficient de détermination R² ( voir tableau n°2 et 3 en annexe ) laisse supposer d'une absence de colinéarité entre les variables. Elles sont donc corrélées et linéairement indépendantes d'après le test de klein.

Ceci étant, on dira qu'il y a absence de multicolinéarité entre les variables exogènes et la variable endogène.

B- Test de stationnarité d'ADF sur les variables

Il s'agira pour nous de tester la stationnarité de toutes les séries avant de procéder au test de cointégration. Les résultats sont consignés dans le tableau ci-après.

Séries	Niveau de la différence	Type de modèle	Retards	Niveau de confiance	T- statistiques ADF	Valeurs critiques	Observations
TCER	0	[1]	1	5%	-0,911517	-1,9552	Non stationnaire
TCER	1	[1]	1	5%	-3.206507	-1,9559	Stationnaire
TE	0	[2]	0	5%	-1.820240	-2,9798	Non stationnaire
TE	1	[2]	1	5%	-3,592263	-2,9850	Stationnaire
LKE	0	[3]	1	5%	-3,034326	-3,6027	Non stationnaire
LKE	1	[2]	0	5%	-7,166717	-2,9850	Stationnaire
LMM	0	[3]	1	5%	-2,092100	-3,6027	Non stationnaire
LMM	1	[2]	0	5%	-5,969876	-2,9850	Stationnaire
LDB	0	[1]	1	5%	-0.541609	-1.9552	Non stationnaire
LDB	1	[1]	0	5%	-6.431125	-1.9552	Stationnaire
LG	0	[3]	1	5%	-2.914118	-3.6027	Non stationnaire
LG	1	[1]	0	5%	-4.922941	-1.9552	stationnaire

NB: Modèle [1] = modèle sans constante ni trend ; Modèle [2] = modèle avec constante et sans trend ; Modèle [3]= modèle avec constante et trend

Source : réalisé par l'auteur à partir des résultats obtenus sous Eviews 3.1

La réalisation de ce test nous a permis de constater que toutes les variables sont stationnaires en différence première.

Par ailleurs, le test ADF réalisé sur le résidu de la relation de long terme a donné les résultats suivants :

Source : réalisé par l'auteur à partir des résultats obtenus sous Eviews 3.1

Compte tenu de la non significativité de la tendance et de la constante, le test de racine unitaire a été exécuté sur le modèle [1] (sans constante, ni trend). Ce test a révélé l'absence de racine unitaire dans la série des résidus. Le résidu issu de la relation de long terme est donc stationnaire ; ce qui révèle qu'un risque de cointégration existe entre les variables. Pour lever l'équivoque le test de cointégration serait ainsi effectué en terme de vérification.

C- Test de cointégration

Le tableau ci-dessous résume les résultats de la trace sur les variables.

Hypothèses nulles	valeurs propres	Trace statistiques	Valeurs critiques 1%
R = 0	0.863703	102.0022	90.45
R = 1	0.664058	52.17928	66.52
R = 2	0.378788	24.90884	45.58
R = 3	0.238193	13.00677	29.75
R = 4	0.173304	6.205205	16.31
R = 5	0.056246	1.447240	6.51

Source : Résultats sous Eviews 3.1

L'analyse des résultats contenus dans ce tableau révèle que la statistique de JOHANSEN relative à la première valeur propre est supérieure au seuil de 1%

(102.0022> 90.45) à sa valeur critique ; on rejette donc l'hypothèse nulle selon laquelle il n'existe aucune relation de cointégration (R= O) au seuil de 1%.

En revanche, on accepte l'hypothèse (R = 1) selon laquelle il existe au plus une relation de cointégration entre les variables du modèle (52.17928< 66.52) d'après la 2^ème ligne de tableau). Ainsi donc, on considère qu'il existe bel et bien une relation de cointégration entre les variables. Ce qui confirme ainsi l'existence de cointégration révélé par le test d'ENGLE et GRANGER.

En somme ces tests ainsi réalisés nous permettent de procéder aux différentes estimations dans la mesure où les séries sont non stationnaires en niveau et sont cointégrées. De ce fait, il convient d'estimer leur relation à travers un modèle à correction d'erreur (ECM).

Paragraphe 2 : Tests de validation

A- Les tests sur les résidus

Dans le cadre de cette étude, les résultats obtenus montrent que les erreurs sont normales pour les deux modèles. Pour le modèle de long terme JB=2.447305 < 5.99 et celui du court terme, JB = 2,026676< 5,99 (graphique n°2 et 3 en annexes).

Les résultats de ce test figurant en annexe (tableau n° 5 et 7 en annexe) nous montrent que les erreurs sont non corrélées. A titre illustratif, on a : probabilité= 0,875795 > 5% pour le modèle de court terme et celui de long terme Probabilité= 0,993306 > 5%.

Pour le modèle de court terme, Probabilité= 0,052921 >5% et celui de long terme la probabilité est de 0,623919 > 5% (tableau n°6). Ainsi, les erreurs des estimations sont homoscédastiques.

B- Significativité des coefficients

Cette analyse se fera en deux étapes : l'analyse du point de vue de la qualité globale de l'ajustement d'une part et celle de la qualité individuelle des estimateurs d'autre part.

Dans le cas de cette étude, la probabilité (F-statistic) = 0,000012 est inférieure à 5% pour le modèle de long terme : l'hypothèse nulle est rejetée et la relation de long terme est globalement significative. Ce résultat est conforme à la valeur de la statistique R² (ici R²= 0,83) qui renseigne lui aussi sur la qualité de l'ajustement selon qu'elle est proche de l'unité.

Pour se prononcer sur la significativité individuelle des estimateurs, on utilise la probabilité directement fournie par Eviews. Les résultats de l'estimation de la relation de long terme montrent clairement qu'à 5%, seules les variables ; masse monétaire et déficit budgétaire sont significatives car les probabilités associées sont inférieures à 0,05.

En ce qui concerne la dynamique de court terme, le coefficient associé au résidu de l'équation de long terme décalé est négatif (-0.608726) et significativement différent de 0 (prob = 0,000000 < 5%). Le modèle à correction d'erreur est donc accepté.

Par ailleurs, le R²= 0,96 et la probabilité (F-statistic)=0,000000< 5% nous renseignent sur la qualité globale du modèle de court terme. Notons que toutes les variables explicatives retenues de la dynamique de court terme sont significatifs et la plus part d'elles ont les signes attendus.

C - Autres tests

Granger a proposé ce concept en 1969 : la variable X est la cause de Y, si la prédictibilité de Y est améliorée lorsque l'information relative à X est incorporée à l'analyse. On dira que X cause Y, s'il est préférable de prédire Y en connaissant X que sans le connaître.

De l'eviews, l'hypothèse nulle Ho est acceptée lorsque la probabilité est supérieure à 5%. De l'annexe (tableau n° 7 ; page 47), il ressort que :

Ce résultat révèle qu'il existe une relation univoque de cause à effet entre la masse monétaire en circulation dans l'économie et la dépense gouvernementale toute chose égale par ailleurs.

La causalité univoque existante entre la dépense gouvernementale et le taux de change effectif réel révèle que le niveau de la dépense gouvernementale peut influencer celui du taux de change effectif réel.

Ce résultat révèle que les capitaux extérieurs ont une influence sur le niveau des dépenses gouvernementales.

Il est retenu qu'une relation de causalité existe entre le déficit budgétaire et les capitaux extérieurs.

S'il est vrai que ces liens de causalité révélés par ce test, constituent une relation purement statistique, l'on pourra toutefois admettre le bien fondé d'une telle relation. Ainsi donc, il est admis qu'il existe une relation de causalité à long

terme entre les principales variables TCER, KE, DB, MM, G et viennent ainsi confirmer les résultats issus de la cointégration puis de la corrélation précédemment étudiée.

Comme le révèle le graphique ci-après, l'eviews montre une courbe contenue dans un corridor. Ceci étant, le modèle objet de cette étude est stable.

L'étude économétrique ainsi achevée, il convient de passer à l'analyse économique des résultats ainsi obtenus.

ANALYSE DES RESULTATS EMPIRIQUES ET SUGGESTIONS

Le présent chapitre vise à procéder à l'interprétation des résultats empiriques des déterminations du taux de change réel d'équilibre au BENIN. A cet effet, il s'agira à partir des résultats précédents de procéder à une interprétation économique, de vérifier et de pouvoir valider les hypothèses de recherche puis de procéder aux suggestions de politique économique susceptibles de déboucher à une bonne gestion de l'équilibre interne et externe par les autorités en charge de la politique économique du pays.

Section 1 : presentation et analyse des resultats empiriques

Paragraphe 1 : presentation des résultats

A- Modèle de la relation de long terme

Le tableau N°2 en annexe résume les résultats de la relation de long terme. Compte tenu des résultats obtenus on peut écrire :

Le coefficient de détermination (R²) est de 0,83 et la probabilité de la statistique de Fischer (0,000012) indiquent que le modèle semble être de bonne qualité. Néanmoins certaines variables qui sont significatives dans ce modèle, n'ont pas les signes attendus.

B- La dynamique de court terme

Le tableau N°3 en annexe présente les résultats de la relation de court terme. La lecture de ces résultats permet d'écrire la relation de court terme suivante :

DLTCER_t= 0.4 - 0,22DLG_t - 0,09DLTE_t + 0,07DLDB_t +0,98DLMM_t - 0,92DLKE_t - 0,60Resid_lt

La présentation des différents résultats des estimations étant faite, il convient de procéder à leur interprétation économique pouvant déboucher sur des suggestions de politique économique pertinentes.

PARAGRAPHE 2 : INTERPRÉTATION DES RÉSULTATS ET VALIDATION DES HYPOTHÈSES

A- Interprétation des résultats

Les résultats issus de l'estimation indiquent que les variables sont stationnaires en différence première. Cela révèle qu'un choc sur l'économie a un effet temporaire sur le taux de change effectif réel au Bénin.

Le coefficient du terme de correction d'erreur, qui sert à mesurer la vitesse d'ajustement du taux de change effectif réel par rapport à son niveau d'équilibre s'élève à - 0,608726. Ce coefficient est significatif et négatif au seuil de 5%, la formulation du modèle sous une forme à correction d'erreur est bonne. Tout effet exercé par une variable fondamentale sur le sentier d'équilibre du TCER est nécessairement soumis à une force de rappel. Ce niveau élevé de la vitesse d'ajustement au Bénin indique que le retour à l'équilibre y est relativement plus rapide. La vitesse d'ajustement au Bénin est aussi supérieure à celle estimée par J.S. NDO NDONG (2002) dans son étude sur le Gabon (- 0,56).

Ainsi pour résorber 95% du déséquilibre du TCER au Bénin, il faut environ trois ans et deux mois (3.19)^2(*) contre trois ans et six mois au Gabon (3,6), trois ans et huit mois au Burkina Faso (3,8) et huit ans en côte d'Ivoire.

Par ailleurs, les résultats obtenus révèlent qu'au Bénin, l'évolution du TCER est expliquée par des variables réelles et monétaires. Ce résultat souligne la nécessité d'une gestion appropriée des fondamentaux réelle et monétaire pour la

stabilité du TCER à court terme étant donné la sensibilité de l'économie béninoise aux chocs extérieurs.

Par ailleurs, l'estimation de la dynamique de court terme indique que la masse monétaire a une incidence positive et significative sur le taux de change effectif réel. En effet, un accroissement d'un point de la masse monétaire entraînerait une appréciation du niveau de ce taux de change effectif réel à l'ordre de 0.98 point, toutes choses égales par ailleurs.

De la même manière, le déficit budgétaire a un effet positif et significatif sur le taux de change effectif réel. Une augmentation de 10 % du niveau du déficit budgétaire provoquerait une dépréciation du taux de change effectif réel à l'ordre de 7 % dans la mesure où le Benin ait recours aux ressources extérieurs pour le financement de son déficit dans la plus part des cas. Dans ce cas, ce résultat est conforme à la prédiction théorique selon laquelle une hausse des prix relatifs des biens non échangeables, provoquée par des déficits du budget, exerce une pression inflationniste qui conduit à la dépréciation du taux de change réel. Ainsi donc l'accumulation du déficit budgétaire sur une longue période est néfaste pour la compétitivité des biens domestiques par rapport aux biens étrangers. Les prix élevés des biens domestiques favorisent en effet les importations au détriment des exportations.

Néanmoins, on note que le signe négatif attendu n'est pas vérifié. Ceci pourrait s'expliquer par le fait que le BENIN fait recours à d'autre source de financement de son déficit autre que les capitaux extérieurs.

En revanche, les dépenses publiques ont un effet négatif et significatif sur le niveau du TCER à court terme. Ainsi, une diminution de la dépense gouvernementale d'un point conduirait à une dépréciation du TCER de l'ordre de 0.07 point ceteris paribus. En d'autre terme, il ressort que, dans le but de procéder au remboursement des dettes extérieures, l'Etat augmente les prix des biens non échangeables. Ce qui engendre une dépréciation du TCER.

Il est également à noter que les capitaux extérieurs ont une incidence négative dans la dynamique du TCER. Ainsi, un accroissement des capitaux extérieurs de 10% entrainerait une dépréciation du TCER de l'ordre de 9,2%.

Ceci s'explique par le ai qu'une entrée de capitaux dans l'économie entraîne dans un premier temps l'appréciation du TCER. En revanche, dans un second temps, cette entrée, conduit à une dépréciation du TCER. En effet, une entrée de capital entraîne l'accroissement de la demande des biens non échangeables et donc la hausse de leurs prix. Ce qui déprécie le TCER.

De même, l'incidence des termes de l'échange sur le TCER est significativement négative. Il s'en suit qu'une détérioration des termes de l'échange d'un point entrainerait une dépréciation du TCER de l'ordre de 0.09 point toue chose égale par ailleurs.

En somme, les résultats issus de notre étude notamment celui de la dynamique de cour terme, montre que les variables telles que la masse monétaire, le déficit budgétaire, les capitaux extérieurs, les termes de l'échange, la dépense gouvernementale ont une incidence significative dans la réalisation de l'équilibre interne et externe via TCER au sein d'une économie.

Ces résultats, tout en corroborant la plus part des études empiriques en la matière notamment celle de EDWARDS (1994), viennent confirmer la théorie économique.

B- Vérification des hypothèses

La première hypothèse suppose que les variables fondamentales internes notamment la masse monétaire et le déficit budgétaire ont une influence positive

sur le taux de change l'équilibre. Le résultat issu de l'estimation de court terme vient en conclure. Ceci étant, l'hypothèse N°1 est donc validée.

La deuxième hypothèse suppose que les capitaux extérieurs en qui s'identifie l'équilibre externe ont un effet négatif et significatif sur le taux de change d'équilibre. Les résultats de l'estimation économétrique montrent que les

capitaux extérieurs influencent le taux de change effectif réel du BENIN. Ceci étant l'hypothèse N°2 est vérifiée.

La validation de ces hypothèses d'étude nous permet de faire des suggestions de politique économique afin de pouvoir donner une meilleure orientation à la politique de change au BENIN.

SECTION 2 : Suggestions de politique économique

Les mésalignements du taux de change effectif réel constituent l'une des causes de la faible compétitivité des économies africaines. Il est montré que la gestion du taux de change a des conséquences sur l'investissement privé. Une dépréciation réelle du change est susceptible d'affecter l'investissement à travers le coût réel du capital, le taux d'intérêt réel et le rendement réel [DORNBUSH, 1988 ; SEVERN et SOLIMANO, (1993)]. Le maintien ou le renforcement de la compétitivité internationale d'une économie nécessite donc une régulation du taux de change effectif réel. Le renforcement de la compétitivité de l'économie béninoise par l'instrument du taux de change effectif réel pourra se faire à travers les axes cibles ci-dessous.

Paragraphe 1 : La réorientation des dépenses gouvernementales

Il s'agira d'oeuvrer à l'accroissement des ressources de l'Etat et de veiller à l'utilisation faite de ces ressources. A cet effet, il serait utile :

Ø D'élargir l'assiette fiscale en imposant la consommation de luxe de l'élite

Ø D'investir dans les secteurs traditionnels de développement des infrastructures (santé, éducation, développement social et communautaire).

En matière d'éducation, les dépenses du gouvernement doivent être orientées vers l'édification du capital humain. Les ressources du gouvernement doivent aussi être utilisées pour le renforcement du partenariat avec le secteur privé.

Ø D'orienter les dépenses publiques vers les biens non échangeables (services générant de la main d'oeuvre locale...).

De même, l'étude a montré que la masse monétaire a un effet négatif sur le taux de change effectif réel du Bénin.

A cet effet, une bonne politique monétaire basée sur la lutte contre l'inflation pourrait contribuer à mieux maîtriser son effet sur le TCER. Par ailleurs le taux de croissance de la masse monétaire doit aussi suivre celui du taux de croissance du PIB ; comme l'indique la règle de TINBERGEN (1916).

Paragraphe 2 : Assainissements du déficit budgétaire et de l'environnement des affaires

Il ressort de cette étude que la variation du taux de change effectif réel par rapport au déficit budgétaire est -6. Ceci révèle qu'une attention particulière doit être retenue à l'égard du niveau du déficit budgétaire au Bénin.

Certes un effort est engagé vers une résorption de ce déficit depuis 1994. Néanmoins, il n'est pas encore suffisant pour atténuer de manière sensible son

effort sur le niveau d'endettement. De ce fait, une politique de réduction du déficit budgétaire basée sur des reformes structurelles doit être entreprise à travers les axes cibles suivants :

Ø élargissement de l'assiette fiscale dans le but de générer des recettes supplémentaires au budget ;

Ø assainissement des finances publiques en vue d'atténuer les phénomènes de double emploi constatés dans les administrations ;

Ø promotion des taux de croissance à deux chiffres ; car un taux assez élevé réduit les opportunités d'endettement.

Ceci justifie l'idée selon la quelle les performances macroéconomiques ont tendance à limiter dans une certaine proportion les contraintes liées aux besoins en capitaux extérieurs.

Par ailleurs, pour améliorer la compétitivité de l'économie, l'Etat doit moderniser le cadre administratif et légal dans le but de protéger les droits de propriétés et de décourager les fuites de capitaux. Il est possible par exemple de simplifier les innombrables règlements et obligations qui compliquent la tâche des entrepreneurs. Il devra aussi être question de minimiser l'incidence des changements fréquents de politique et des incertitudes qu'elle engendre. La corruption joue négativement sur l'investissement et la croissance en encourageant les activités rentières par rapport aux activités productives.

La lutte contre la corruption doit donc être prise au sérieux. De même une autre implication du point de vue de la politique économique est que l'ouverture commerciale est un facteur stimulant la performance économique par un effet direct sur cette dernière et aussi en créant les conditions pour attirer plus d'investissements directs étrangers. Il faudra donc oeuvrer pour la mise en place de politiques tendant à insérer davantage le Bénin dans l'économie mondialisée.

CONCLUSION GENERALE

Cette étude avait pour objectif d'analyser les déterminants du taux de change d'équilibre de l'économie béninoise. Les facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre au BENIN mis en évidence par notre travail économétrique correspondent à un ensemble d'hypothèses qui permettent de mieux comprendre les déterminants des équilibres interne et externe. Le taux de change d'équilibre qui s'identifie par le taux de change effectif réel malgré sa méconnaissance par les pouvoirs publics reste une variable fondamentale dans tout processus d'émergence d'une économie et s'impose de ce fait aux pays les moins avancés dont le BENIN. On le retrouve en amont et en aval des activités économiques via la compétitivité.

v la masse monétaire a une incidence positive et significative sur le taux de change effectif réel. En effet, un accroissement d'un point de la masse monétaire entraînerait une appréciation du niveau de ce taux de change effectif réel à l'ordre de 0.98 point,

v le déficit budgétaire a un effet positif et significatif sur le taux de change effectif réel. Une augmentation de 10 % du niveau du déficit budgétaire provoquerait une dépréciation du taux de change effectif réel à l'ordre de 7 % dans la mesure où le Benin ait recours aux ressources extérieurs pour le financement de son déficit dans la plus part des cas. Néanmoins, s'il est vrai que le déficit budgétaire influe sur le TCER, on note que le signe négatif attendu n'est pas vérifié. Ceci pourrait s'expliquer par le fait que le BENIN fait recours à d'autre source de financement de son déficit autre que les capitaux extérieurs.

v les dépenses publiques ont un effet négatif et significatif sur le niveau du TCER à court terme. Ainsi, une diminution de la dépense gouvernementale d'un point conduirait à une dépréciation du TCER de l'ordre de 0.07 point ceteris paribus.

v les capitaux extérieurs ont une incidence négative dans la dynamique du TCER. Ainsi, un accroissement des capitaux extérieurs de 10% entrainerait une dépréciation du TCER de l'ordre de 9,2%.

v l'incidence des termes de l'échange sur le TCER est significativement négative. Il s'en suit qu'une détérioration des termes de l'échange d'un point entrainerait une dépréciation du TCER de l'ordre de 0.09 point toue chose égale par ailleurs.

Ces résultats, tout en corroborant la plus part des études empiriques en la matière notamment celle de EDWARDS (1994), viennent confirmer la théorie économique. Ainsi, ce résultat souligne la nécessité d'une gestion appropriée de ces fondamentaux pour la stabilité du TCER étant donné la sensibilité de l'économie béninoise aux chocs exogènes.

De tout ce qui précède, compte tenu de la pertinence de ces résultats sur le TCER via la compétitivité de l'économie, quelques mesures de politiques économiques pouvant être scrutées ont été proposées aux décideurs publics dans le sens :

· De l'assainissement de l'environnement des affaires et du déficit budgétaire.

Au regard de tout ce qui précède, s'il est vrai que cette étude a fait sortie les déterminants du taux de change d'équilibre, elle ignore les chocs exogènes et des facteurs psychologiques pouvant influencer le taux de change d'équilibre du BENIN. Ainsi, l'économie béninoise pourrait émerger dans cet univers exigent par la prise en compte d'autres variables déterminantes des équilibre interne et externe. De ce fait des études ultérieures gagneraient à intégrer de façon explicite la question des éléments psychologiques et des chocs exogènes dans l'analyse des facteurs explicatifs du taux de change d équilibre du BENIN.

2-) ARON J., ELBADAWI I., KAHN B. (1997), « An econometric model of the real equilibrium exchange rate for south Africa», oxford university, mimeo.

3-) BAFFES J., ELBADAWI I., 0'CONNEL (1997), « single Equation estimation of Equilibrium real Exchange Rate». Policy Research Working Papers, 1800, the world Bank, august

4-) BOROWISKI D. & COUHARD C (1999) Quelle parité d'équilibre pour l'euro? Economie Internationale, La revue du CEPII n°77, 1^er trimestre

6-) CASSEL. G (1916) `'The present situation of the foreign Exchange'', Economic Journal, mars

7-) Duval, R. (2000), « Estimation du Taux de Change Réel d'Equilibre de long terme euro/dollar par une approche dynamique synthétique »

8-) EDWARDS S (1988), « Real and monetary determinants of real exchange rate behaviour », Journal of Development Economics, 29, P. 311- 341

9-) JEAN SYLVAIN NDON (2002), « Les déterminants du taux de change au Gabon », Economie et Gestion - volume 3, n°1 , janvier Juin, p 53 - 75

10-) JOLY H, PRIGENT C., QUINT A., SOBEZAK N. (1999), « Une estimation du taux de change réel d'équilibre pour l'équilibre française », Economie internationale, 77, 1^er trimestre,P 3 - 20

11-) KAMMSKY G. (1998) « Leading Indicator of currency crisis>> IMF staff paper n°1

12-) LINJOUOM MIREILLE (2004). « Estimation taux de change réel d'équilibre et choix d'un régime de change pour le Cameroun », cahier de recherche Eurisco.

13-) LINJOUM MIREILLE (2004), « Impact du taux de change sur la politique de change du Cameroun », cahier de recherche Eurisco.

14-) MEMEVEGNI Arthur (2008) « Déterminants de la compétitivité-prix du BENIN » Mémoire de maîtrise FASEG/UP ;

15-) OCDE (1985), Gestion du taux de change et conduite de la politique monétaire », Etudes monétaires

16-) ONDO OSSA A. (1992), « Taux de change du franc CFA et construction européenne », Mondes en Développement, tome 20, n°77/78, PP 59 - 74

17-) TINBERGEN, J(1916) « Techniques modernes de la politique économique » Dunod, Paris 1961

18- ) WILLIAMSON, J. (1994), « estimates of FERER » in J. Williamson ed (1994) Washington DC, PP 177 - 243. Volet 47 pp 148.

* 2 De 1989 à 2002, trois P.A.S. ont été mis en oeuvre par le Bénin sous la houlette des institutions de BRETON WOOD.

* ² ELBADAWI et Alii (1997) ont déterminé le temps requis pour résorber x % d'un choc extérieur. Leur calcul est le suivant (1-á)^t=(1-x) ,où á est la valeur absolue du terme de correction d'erreur et t est le nombre d'années requises.

Analyse des facteurs explicatifs du taux de change d'équilibre au Bénin

1 INTRODUCTION GENERALE