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Hypothèse des déficits jumeaux. évaluation empirique appliquée au Cameroun.


par Jean NDI ZAMBO
Institut Sous-régional de Statistique et d'Economie Appliquée - Diplôme d'Ingénieur Statisticien économiste 2020
  

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2.2.3.2 Spécification du MCE et de son estimation : cas multivarié

Lorsqu'un test de cointégration révèle que k séries temporelles de termes génériques x1t, ..., xkt sont cointégrées, celà signifie qu'il peut y avoir jusqu'à k-1 relations de cointégration. Il faut distincguer deux cas : le cas d'un unique vecteur de cointégration (c'est le seul cas que nous allons présenter dans cette partie) et le cas où il peut y avoir plusieurs vecteurs de cointégration.

* Cas d'un veteur unique de cointégration

Dans la situation où le vecteur de cointégration est unique, la spécification du MCE présentée au paragraphe précédent se généralise de la manière suivante :

Äx1t = u + ã2Lx2t + ... + ãk/xkt + ëbçt_1 + Et {Et, t = 1, ..., n} --*BB(0,ó) etbçt_1 le résidu de la regression cointégrante :

bçt_1=x1t_1 - bá0 - x2t_1 - ...-bákxkt_1

et ë mesure la force de rappel vers l'équilibre de long terme (ë < 0). La méthodologie en deux étapes proposée par Engle et Granger est : Étape 0 :(Ordre d'intégration des chroniques)

1. S'il existe deux séries qui ne sont pas intégrées du même ordre alors la procédure s'arrête;

2. Si toutes les séries sont intégrées de même ordre, c'est-à-dire x1t --* I(d), ..., xkt --* I(d), alors on passe à l'étape suivante.

NDI ZAMBO Jean *** Mémoire ISE

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Hypothèse des déficits jumeaux: évaluation empirique appliquée au Cameroun

Étape 1 :(Existence de la relation de cointégration)

On estime par MCO le modèle: x1t=á0 + á2x2t + ... + ákxkt + çt.

Si le résidu du modèle estimé bçt n'est pas stationnaire, la procédure s'arrête; Si le résidu bçt est stationnaire on passe à l'étape suivante.

Étape 2 :(Estimation du modèle MCE) Par les MCO, estimer le modèle :

Äx1t = u + ã2Lx2t + ... + ãk/xkt + ëbçt-1 + Et

et s'assurer que b ë est significativement négatif.

Remarque : la procédure en deux étapes de Engle et Granger présentes plusieurs faiblesses qu'il convient de relever :

1° Elle ne s'applique que dans le cas où le vecteur de cointégration est unique;

2° Le biais sur les paramètres du modèle est considérable lorsqu'elle est appliquée à des séries temporelles de petite tailles;

3° Si elle est appliquée aux k - 1 vecteurs cointégrants issus de k chroniques cointégrées, la distribution limite des paramètres des vecteurs cointégrants rend l'inférence statistique sur ces parmètres impossible.

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