SECTION II : IMPLICATIONS DES RESULTATS
Différentes implications se dégagent des
résultats obtenus dans l'étude. Elles sont évoquées
successivement suivant les centres d'intérêt, en
référence au tableau récapitulatif et concernent la
formation de l'écart de production, celle de l'inflation puis
l'arbitrage entre les variabilités des deux arguments.
II.1- Formation et variabilité des arguments du
modèle
L'analyse du processus de formation des différentes
variables à savoir, la production et l'inflation d'une part puis
l'étude de leurs variabilités respectives d'autre part, affichent
diverses implications.
|
L'écart de production : formation et
variabilité
|
La ligne (1) du tableau récapitulatif présente
l'équation de formation de l'écart de production. Un premier
résultat principal se déduit : l'écart de production se
forme indépendamment de la règle de ciblage adoptée par la
Banque Centrale selon un processus autorégressif d'ordre 1. Ainsi se
confirme la persistance de l'output gap dans la fonction d'offre globale
représentant la courbe de Phillips dans l'espace UMOA. Selon la cible
retenue, l'estimation du paramètre p donne respectivement 0.9434 et
0.9460 pour la règle d'inflation et la règle de niveau des prix ;
il est trivial que cette valeur est suffisamment élevée pour
marquer l'effective persistance de l'output gap dans l'union.
Comme il sera précisé davantage dans la suite,
les conditions nécessaires à une moindre variabilité de
l'inflation en régime de ciblage du niveau des prix sont ainsi
vérifiées28. Dans la plupart des études
consacrées à cette analyse, la valeur de référence
se
trouve être 0.90, (Svensson, 1999 ; Dittmar et al, 1999).
Pour la valeur probable de p = 0.9,
la variance du taux d'inflation est cinq fois plus
élevée lorsque la Banque prend pour cible le
28
Dans son analyse initiale, Svensson (1999) démontre que
l'avantage gratuit se matérialise dans un cas bien particulier, soit
celui de la courbe de Phillips des nouveaux économistes classiques dans
laquelle la persistance de la production est
endogène, p > 0.5 et les coefficients de la
production sont les mêmes, que la fonction de perte comporte un
objectif
d'inflation ou de niveau des prix.
taux d'inflation que lorsqu'elle vise le niveau des prix,
à variance donnée de l'écart de production (Parkin, 2001).
L'existence de « l'avantage gratuit » lié à la
règle de ciblage du niveau des prix dans l'UMOA est alors plausible.
La ligne (2) du tableau récapitulatif présente
la variance non conditionnelle de l'écart de production.
Particulièrement, l'expression de l'écart de production
étant identique pour les deux régimes de ciblage, la
variabilité de cet argument de la fonction de perte reste la même,
suivant que la Banque prend pour cible le niveau des prix ou l'inflation. Cette
caractéristique permet fondamentalement la comparaison de la
variabilité de l'inflation à constante variabilité de
l'écart de production.
L'écart de production et sa variance dépendent de
tous les paramètres du modèle et peuvent varier de façon
systématique. Plus spécifiquement, lorsque la BCEAO décide
de
n'accorder aucune importance à l'évolution de la
production, elle pose .1. = 0 , de sorte
qu'elle stabilise le taux d'inflation à n-* et
laisse l'écart de production suivre le sentier
yt = pyt_i + Et avec une variance non conditionnelle
égale à o-E2/(1 -- p2). Par
ailleurs, si la
Banque Centrale accorde une grande importance à la
stabilisation de la production, elle fixe
.1. = .1.* de sorte que l'écart de production
suive le sentier yt = pyt_i avec une variance non
conditionnelle tendant vers la valeur zéro.
|
L'inflation : formation et
variabilité
|
La ligne (3) du tableau récapitulatif présente
l'équation de formation de l'inflation selon les deux régimes de
ciblage. A contrario des résultats semblables obtenus pour
l'écart de production, l'expression de l'inflation reste
différente selon que la Banque Centrale cible le niveau des prix ou
l'inflation. En régime de ciblage de l'inflation, elle est une fonction
linéaire et négative de l'output gap retardé et du choc
courant, exprimant la politique contra-cyclique de la Banque :
consécutivement à un écart positif et un choc d'offre
positif, la Banque doit agir dans le sens d'un abaissement de l'inflation en
dessous de la cible. Par ailleurs, sous une règle de ciblage du niveau
des prix, l'inflation est une fonction linéaire et négative de
l'output gap en différence seconde et de la différence
première du choc, exprimant de même, une réaction
d'ajustement contra-cyclique de la Banque Centrale.
L'efficacité des deux ajustements dépend du
degré de variabilité de l'écart de production en niveau et
en différence : si l'output est suffisamment persistant, sa
variabilité en différence reste inférieure à ce
qu'elle est en niveau.
En effet, puisque pour les deux régimes de ciblage,
l'output gap est un AR (1), il peut s'écrire,
Yt = pYt-i + wt ?Yt = (p - 1)Yt-i + wt
Var(?yt) = (p - 1)2Var(yt) + V ar(wt)
Var(?yt) = (p - 1)2Var(A) + (1 -
p2)Var(yt)
Var(?yt) = 2(1 - p)Var(yt)
En conséquence, Var(yt-i - A-2) = 2(1 - p)Var(yt-i)
(2.27)
L'équation (2.27) montre ainsi que si p > 0.5, la
variance inconditionnelle de la
différence seconde de l'output gap est
inférieure à celle de l'output gap retardé. Ceci est
notablement à l'origine de la différence dans la
variabilité de l'inflation suivant que la Banque cible l'inflation ou le
niveau des prix. La Ligne (5) du tableau récapitulatif reprend la
variance calculée de l'inflation pour les deux régimes ; il est
remarquable que la variabilité de l'inflation est moindre lorsque la
Banque cible le niveau des prix que lorsqu'elle cible l'inflation si :
2/(1 + p) < 1/(1 - p2) , c'est-à-dire p >
0.5.
Dans le cadre de la présente étude
appliquée à l'espace UMOA, l'estimateur du paramètre p
s'est trouvé significativement non nul et égal à 0.94,
selon que la fonction de perte de la BCEAO considère la cible
d'inflation ou de niveau des prix. Ainsi, à constante variabilité
de la production, la variabilité de l'inflation est réduite sous
le régime de ciblage du niveau des prix dans l'union, le
paramètre estimé vérifiant cette condition. Pour
Svensson
(1999), elle est une condition à la fois
nécessaire et suffisante sous l'hypothèse d'output gap cible nul.
Il ne peut donc être rejeté dans le cadre de la politique de
stabilisation des prix et de l'activité dans l'espace UMOA, l'existence
d'un avantage gratuit « free lunch » dans le choix d'une règle
de ciblage basée sur le niveau des prix. Ce résultat fondamental
qui corrobore l'hypothèse de l'étude sera mis en relief dans la
suite en simulant plusieurs scénarios à partir des valeurs de
référence fixées pour analyser l'arbitrage qui peut
s'opérer.
Tout comme l'écart de production, l'inflation et sa
variance dépendent des différents paramètres du
modèle. Plus particulièrement, si la BCEAO décide de
n'accorder aucune
importance à la stabilisation de la production (.1. =
0) , elle ajuste le taux d'inflation à sa cible (n*), avec
une variance nulle. A contrario, à mesure que davantage
d'intérêt est accordé à la production dans la
fonction de perte de la Banque, la variabilité de l'inflation s'ensuit
dans une trop grande proportion ou faible proportion, selon que l'inflation est
ciblée ou le niveau des prix est pris pour cible. Il convient à
ce stade de préciser la condition restrictive sur le paramètre
À., résultant du modèle originel de Svensson (1999) qui
traite l'anticipation du taux d'inflation comme endogène,
dépendant de l'écart de production. L'éventail des
situations dans lequel la règle optimale est applicable est
réduit : pour qu'il
existe une solution réelle, il faut que .1, satisfasse
à la condition,
<
04a2 13--/3p2 2)2
.1. (2.28)
--
Dittmar et Gavin (2000) qui travaillent avec
l'hypothèse d'une anticipation exogène montrent que c'est une
condition restrictive non nécessaire à l'observation d'une
moindre variabilité de l'inflation. Les deux règles sont
différentes pour une valeur donnée de À., mais il
existerait une valeur donnée .*, pour laquelle elles produisent
exactement la même relation d'arbitrage (Parkin, 2001). De plus, Dittmar
et al. (1999) puis Parkin (2001) généralisent l'analyse pour
montrer que, pour toute valeur de À, il y a réduction de la
variance tant de la production que de l'inflation, à condition que la
persistance de la production soit suffisamment importante. Dittmar et Gavin
(2000) ainsi que Vestin (2000) mènent cette analyse
générale dans le cadre d'un nouveau modèle
keynésien et montrent qu'une persistance endogène dans la courbe
de Phillips n'est pas toujours nécessaire à l'obtention
de l'avantage gratuit. Aussi, la fonction de perte assortie
d'un objectif de niveau des prix n'a pas seulement l'avantage de réduire
le biais de stabilisation lorsque y* = 0; elle élimine
également le biais inflationniste quand y* > 0 (Barnett
& Engineer, 2000).
II.2- Etalonnage et arbitrage entre les
variabilités
La détermination et l'analyse comparative de la
relation d'arbitrage entre la variabilité de l'inflation et celle de la
production dans les deux régimes de ciblage, procèdent d'un
étalonnage qui fait varier le paramètre .1, de zéro
(aucune importance accordée à la stabilisation de l'écart
de production) à une valeur suffisamment élevée pour faire
presque disparaître la variance de la production29. Outre les
valeurs estimées pour les paramètres
p et a à partir du modèle empirique
étudié, la formation des combinaisons de variabilité
implique de disposer des valeurs de référence
pour les autres paramètres à savoir, .1, et fi'.
Dans la littérature, ces valeurs dépendent
essentiellement de la durée des périodes
d'observation (t) ; plus l'intervalle est long, plus les
valeurs de p et fi' sont faibles, mais plus
la valeur de a est
élevée (Parkin, 2001). Le paramètre d'étalonnage
étant À., seule reste à
définir, la valeur de
fi'. Comme pour la plupart des études empiriques, Dittmar et Gavin
(2000) proposent fi' = 0.99 dans le cas de données
trimestrielles.
Pour effectuer l'étalonnage en fonction des
différents paramètres, dix-huit valeurs de .1, sont prises en
référence ; les variabilités de l'écart de
production et de l'inflation qui s'en déduisent sous les deux
régimes permettent de rendre compte de la relation d'arbitrage entre les
deux objectifs de politique monétaire. Le tableau suivant
présente les résultats obtenus lorsque la BCEAO prend pour cible
le taux d'inflation.
29
Dans le cas de la règle de Svensson, cependant,
l'éventail des arbitrages possibles est limité par la condition
à laquelle doit satisfaire ~.
Tableau II.1 : Etalonnage des
variabilités sous régime de ciblage de
l'inflation
|
À. p
|
|
a
|
13
|
0%o2
|
02
Y
|
02
g
|
|
0
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07955326
|
0
|
|
0,1
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07939608
|
0
|
|
0,2
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07923937
|
6,2599E-05
|
|
0,3
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07908312
|
0,0002499
|
|
0,4
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07892733
|
0,00056117
|
|
0,5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,078772
|
0,00099568
|
|
1
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07800218
|
0,00154054
|
|
1,5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07724359
|
0,00610224
|
|
2
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07649602
|
0,01359716
|
|
2,5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07575924
|
0,02393991
|
|
3
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07503306
|
0,03704756
|
|
4
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07361168
|
0,05233789
|
|
5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,0722303
|
0,09129907
|
|
6
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07088745
|
0,14000267
|
|
7
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,0695817
|
0,19789029
|
|
8
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,0683117
|
0,2644345
|
|
9
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,06707615
|
0,33913691
|
|
10
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,06587383
|
0,42152647
|
Source : Calculs faits sur la base des
équations de variances
Compte tenu de cette première règle prenant pour
cible, le taux d'inflation, il est possible de reproduire l'arbitrage qui
s'offre à la Banque Centrale entre la variabilité de la
production d'une part puis celle de l'inflation d'autre part. Le graphe II.6
traduit cette relation d'arbitrage de la BCEAO suivant des valeurs
précises de À., le poids accordé à la stabilisation
de la production dans l'union.
Graphe II.6 : Arbitrage entre
variabilités de la production et de l'inflation
.065 .07 .075 .08
varoutputgap
Avec une valeur de .1. = 10, la BCEAO fait une priorité
à la stabilisation de la
production ; il en résulte une forte variabilité
de l'inflation qui demeure encore, même au-
delà de ce poids,
concomitamment avec une variabilité certes faible de la production.
En
conséquence, à l'opposé des études de Parkin
(2001), Dittmar et al (1999), dans lesquelles
l'output est stabilisé avec .1. = 8, annihiler la
variabilité de la production dans l'espace UMOA
implique un poids
suffisamment élevé (.1. ? 00), donc toute
l'attention des autorités au
détriment de la stabilité des prix. Par ailleurs,
la tendance décroissante de la relation traduit
bien l'arbitrage car
à mesure que .1. diminue, la variabilité de l'inflation
baisse
considérablement pour s'annuler lorsque .1. = 0 avec une forte
variabilité de l'écart de
production.
Lorsque la cible est définie par rapport au niveau des
prix, les résultats d'étalonnage sont présentés
dans le tableau II.2.
Tableau II.2 : Etalonnage des
variabilités sous régime de ciblage du niveau des
prix
|
À. p
|
|
a
|
13
|
0%o2
|
02
Y
|
02
g
|
|
0
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07955326
|
0
|
|
0,1
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07939608
|
0
|
|
0,2
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07923937
|
9,4262E-07
|
|
0,3
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07908312
|
3,7668E-06
|
|
0,4
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07892733
|
8,4669E-06
|
|
0,5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,078772
|
1,5037E-05
|
|
1
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07800218
|
2,3381E-05
|
|
1,5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07724359
|
9,3067E-05
|
|
2
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07649602
|
0,00020839
|
|
2,5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07575924
|
0,00036868
|
|
3
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07503306
|
0,00057329
|
|
4
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07361168
|
0,00081768
|
|
5
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,0722303
|
0,00143995
|
|
6
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,07088745
|
0,0022289
|
|
7
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,0695817
|
0,00317992
|
|
8
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,0683117
|
0,00428855
|
|
9
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,06707615
|
0,00555048
|
|
10
|
0,94
|
0,0352
|
0,99
|
0,00926
|
0,06587383
|
0,00696158
|
Source : Calculs faits sur la base des
équations de variances
Compte tenu de cette seconde règle prenant pour cible,
le niveau des prix, il est possible de reproduire l'arbitrage qui s'offre
à la Banque Centrale entre la variabilité de la production d'une
part puis celle de l'inflation d'autre part. Le graphe II.7 traduit cette
relation d'arbitrage de la BCEAO suivant des valeurs précises de
À., le poids accordé à la stabilisation de la production
dans l'espace.
Graphe II.7 : Arbitrage entre
variabilités de la production et de l'inflation
.065 .07 .075 .08
varoutputgap
Les mêmes observations qui sont faites
précédemment demeurent en règle de
ciblage du niveau des prix. Avec une valeur de .1. = 10, la
BCEAO fait une priorité à la
stabilisation de la production ; la forte variabilité de
l'inflation qui en résulte persiste même
au-delà de ce
poids concomitamment avec une variabilité certes faible de la
production. En
conséquence, à l'opposé des études
citées dans lesquelles l'output est stabilisé avec .1. = 8,
éliminer la variabilité de la production dans
l'espace UMOA implique un poids suffisamment
élevé (.1. ? 00), donc toute
l'attention des autorités au détriment de la stabilité des
prix. Par
ailleurs, la tendance décroissante de la relation traduit
bien l'arbitrage car à mesure que .1.
diminue, la variabilité
de l'inflation baisse considérablement pour s'annuler lorsque .1. = 0
avec une forte variabilité de l'écart de
production.
Le graphe II.8 qui présente les deux courbes de
variabilités dans un même repère permet de mettre en
évidence l'existence de « l'avantage gratuit » dans l'espace
UMOA.
Graphe II.8 : Evolution comparée des
arbitrages entre variabilités
.065 .07 .075 .08
varoutputgap
varinflatio
n2
vari
nfl
ation1
La moindre variabilité de l'inflation lorsque la cible
est formulée en terme de niveau des prix (courbe
représentée par varinflation2) est observable sur cette graphique
: indépendamment de la valeur donnée au paramètre
À., la variabilité de l'inflation reste
inférieure à celle qui résulte d'une règle de
ciblage de l'inflation (courbe représentée par varinflation1). En
moyenne, la variance du taux d'inflation est d'une soixantaine de fois plus
élevée lorsque la BCEAO prend pour cible le taux d'inflation que
lorsqu'elle vise le niveau des prix, à variance donnée de
l'écart de production. La Figure II.8 illustre bien les deux arbitrages
entre variabilités et « l'avantage gratuit » qui en
découle lorsque la cible est formulée en fonction du niveau des
prix. Cette analyse graphique corrobore davantage l'hypothèse du «
free lunch » dans l'espace UMOA. A la question qui peut se poser
de savoir, la nature, la source et l'observation factuelle de l'avantage
gratuit, le paragraphe suivant permet de répondre.
|
|
