Chapitre 4
Résultats empiriques et
intérpretations
5.1 Introduction
Notre échantillon est constitué de six
régions qui couvrent toute la Tunisie. Ces régions sont : le
centre ouest, le centre east, le nord east, le nord ouest, le sud et le grand
tunis. Les données receuillies sont trimestrielles et s'inscrivent dans
la période allant du premier trimestre de l'année 1980 au
quatérième trimestre de l'année 2007. En
conséquence, les variables ont pour indice (it) oft i = 1,2,...,6
dénote la région et t =1,2,...,112 exprime le trimestre
concerné. Les données ont été fournies par la
SONEDE, l'INM11, l'INS et l'ONAS12. Il convient de
souligner en outre qu'il a fallu procéder à une construction
mathématique pour obtenir le taux de branchement et le prix moyen. La
non disponibilité d'un revenu régional en Tunisie auprés
de l'INS nous a améné à utiliser les enquêtes
consommations de L'INS pour approximer le revenu.
Nous estimons les deux équations pour les deux blocs
sur la base des données entre 1980 et 1996 aÞn de comparer nos
résultats avec ceux de l'étude de Ayadi et al [2002][1] sur la
même base qui ne tient pas compte de la non stationnarité en panel
puis nous conduisons la même estimation sur toute la période (1980
et 2007).
11L'instutit national de méterologie
12L'office natinal d'assainissement
5.2 Résultats des tests de racine unitaire :
Avant de déterminer l'existence ou l'absence de liens
dynamiques entre les variables qui composent nos deux modèles, il est
indispensable de déterminer l'ordre de l'intégration de chaque
série. C'est pour cette raison que nous employons les tests de racine
unitaire appliqués à un panel, selon les approches de Levine et
al [2002], IPS[2003], MW [1999] et Hadri [2000]. Le tableau 3 présente
les résultats des tests de RU pour les deux périodes d'estimation
( 1980 à 1996 et 1980 à 2007).
Le tableau ci-dessous présente les résultats des
4 tests que l'on appliquent pour juger l'ordre d'intégration des
séries par lesquelles nous procédons aux diffèrents tests
de cointégration qui sont applicables à des séries
I(1).
Les valeurs de la statistique corrigée de Levin et al
ainsi que la statistique d'IPS et de Hadri [2000] sont distribuées
suivant la loi normale centrée réduite alors que le test de MW
suit la loi de ÷2(12). Tous les tests sont unilatéraux,
si bien que les valeurs critiques largement positives de la statistique de MW
devraient conduire au rejet de l'hypothèse nulle de racine unitaire ;
à contrario, pour tous les autres tests, les valeurs largement
négatives de leurs statistiques nous amèneraient à rejeter
la même hypothèse exception faite du test de Hadri[2000] oft les
valeurs largement négatives conduisent à accepter la
stationnarité. Les résultats des tests sur toutes les
séries en niveau et en diffèrence première sont
rapportés par le Tableau 3.
En se basant sur ces régles des décisions, il
est claire que toutes les séries sont intégrées d'ordre un
[ I(1)] durant les deux périodes ((1980-1996) et (1980- 2007)) exception
faite du revenu du bloc supérieur (Rs) en logarithme, le nombre
d'abonnés dans le bloc inférieur (NAi) et le taux de branchement
de ce même bloc (TXi) en logarithme, qui sont intégrés
d'ordre deux [I(2)]. La non stationnarité de ces séries en
diffèrence primère est due à la non Þabilité
des données sur le revenu d'une part, du faite qu'on lisse les
enquêtes INS de consommation qui s'observe chaque cinq ans sur toute la
période, et au mouvement des abonnés entre les deux blocs ( les
abonnés dont le revenu augmente glissent vers le bloc supérieur
et les autres qui pratique des politiques économes d'eau glissent vers
le bloc inférieur via la tariÞcation rigoureuse dans le bloc
supérieur). Le test IPS nous conduirait à rejeter
l'hypothèse nulle de la non stationnarité pour la variable PL en
logarithme durant la prémière période d'estimation
(1980_1996), c'est une contradiction avec la décision du test LLC. Sous
l'hypothèse alternative de ce test, la série peut être
stationnaire pour un nombre d'individu N1 et non stationnaire pour N -N1.Ce qui
rend ces résultats acceptables.
La décision du test de MW est de réjeter
l'hypothèse nulle pour la plupart des séries et durant les deux
périodes d'estimation. Cela est contradictoire avec
les décisions des autres tests, mais l'approche de MW est
non paramètrique et la puissance de ce test augmente avec la dimension
temporelle.
Notons enÞn que l'application de ces quatre tests nous a
aménée à juger les séries non stationnaires pour
les deux périodes d'estimation. Toutes les variables sont
intégrées d'ordre un (I(1)) exception faite du revenu du bloc
supérieur et du nombre d'abonnés pour la première
période d'estimation (1980_1996).
Tableau 3: Test de racine unitaire pour les deux
périodes
|
t* ä(1)
|
t* ä(2)
|
Wt(1)
|
Wt(2)
|
Zô(1)
|
Zô(2)
|
PMW(1)
|
PMW(2)
|
|
LCi
|
-0.82
|
-2.90
|
-1.55
|
-4.09
|
4.97
|
4.87
|
23.82
|
43.98
|
|
LCs
|
1.90
|
-1.54
|
2.09
|
-2.34
|
4.54
|
3.57
|
93.93
|
39.69
|
|
LNAi
|
2.66
|
0.36
|
3.16
|
0.012
|
5.20
|
6.89
|
54.62
|
31.80
|
|
LNAs
|
1.70
|
0.13
|
-0.98
|
-0.66
|
7.01
|
2.80
|
17.65
|
43.81
|
|
LRi
|
1.21
|
0.94
|
1.53
|
1.04
|
5.85
|
7.07
|
10.06
|
12.33
|
|
LRs
|
0.87
|
0.59
|
1.17
|
0.71
|
5.99
|
9.78
|
6.85
|
11.79
|
|
LPL
|
-1.56
|
-1.18
|
-2.43
|
-1.91
|
9.61
|
4.55
|
18.43
|
12.53
|
|
LPMi
|
2.22
|
0.37
|
2.96
|
0.49
|
6.79
|
10.51
|
49.75
|
0.88
|
|
LPMs
|
1.70
|
-0.49
|
2.25
|
-.67
|
6.15
|
11.36
|
11.73
|
0.49
|
|
LPMGi
|
2.33
|
-1.04
|
2.87
|
-1.58
|
0.36
|
12.45
|
105.52
|
3.39
|
|
LPMGs
|
0.92
|
-1.21
|
1.19
|
-1.64
|
8.01
|
11.85
|
7.12
|
2.29
|
|
LTXi
|
0.62
|
1.99
|
0.35
|
2.65
|
6.75
|
6.69
|
49.58
|
13.27
|
|
LTXs
|
3.44
|
1.04
|
4.67
|
1.16
|
3.26
|
4.15
|
55.23
|
17.59
|
|
LN
|
2.75
|
1.02
|
3.27
|
0.96
|
-
|
-
|
-
|
-
|
|
?LCi
|
-5.38
|
-20.87
|
-5.83
|
-27.68
|
1.85
|
-1.13
|
146.31
|
141.75
|
|
?LN
|
-5.13
|
-17.53
|
-7.52
|
-17.73
|
-
|
-
|
-
|
-
|
|
?LCs
|
-11.75
|
-18.63
|
-18.89
|
-24.83
|
1.79
|
-3.086
|
130.04
|
218.61
|
|
?LPMi
|
-10.57
|
-15.86
|
-14.09
|
-21.04
|
5.33
|
-1.73
|
216.56
|
166.12
|
|
?LPMs
|
-8.28
|
-14.03
|
-11.58
|
-18.10
|
1.52
|
-1.24
|
140.24
|
110.22
|
|
?LPMGi
|
-11.75
|
-14.60
|
-16.41
|
-20.06
|
4.87
|
-1.25
|
208.63
|
133.70
|
|
?LPMGs
|
-8.48
|
-11.32
|
-11.80
|
-14.85
|
0.33
|
-1.37
|
121.07
|
126.28
|
|
?LRi
|
-2.68
|
-6.67
|
-4.56
|
-9.56
|
-0.38
|
-1.11
|
77.40
|
91.47
|
|
?LRs
|
0.53
|
-1.58
|
-1.35
|
-4.84
|
-0.45
|
-1.62
|
77.85
|
93.99
|
|
?LNAi
|
-0.59
|
-17.46
|
8.49258e-05
|
-19.03
|
7.71
|
-1.60
|
144.3
|
93.85
|
|
?LNAs
|
-13.79
|
-19.55
|
-18.42
|
-21.61
|
9.04
|
-1.33
|
140.49
|
89.19
|
|
?LTXi
|
1.29
|
-8.32
|
1.78
|
-8.97
|
3.19
|
1.68
|
162.17
|
96.80
|
|
?LTXs
|
-21.80
|
-30.09
|
-28.18
|
-36.28
|
16.29
|
-1.60
|
124.19
|
103.92
|
|
?LPL
|
-13.73
|
-21.43
|
-18.59
|
-28.81
|
5.50
|
-1.32
|
177.95
|
145.08
|
|
?2LRS
|
2.10
|
-4.92
|
1.86
|
-10.92
|
25.40
|
25.40
|
195.61
|
223.93
|
|
?2LTXi
|
4.28
|
-
|
5.44
|
-
|
3.32
|
-
|
179.25
|
-
|
|
?2LNAi
|
-3.95
|
-
|
-5.66
|
-
|
5.08
|
-
|
141.95
|
-
|
1, 2 indique respectivement les périodes (1980_1996) et
(1980_2007)
t* ä:Levin,lin et chu ADF statistic, Wt;IPS,
Zô; HADRI
| 
