Memoire Online - Transmission de la politique monétaire dans l'UEMOA: une étude empirique par le canal du taux d'intérêt

Spécialité : ECONOMIE MONETAIRE BANCAIRE ET FINANCIERE Option : MACROECONOMIE APPLIQUEE

TRANSMISSION DE LA POLITIQUE MONETAIRE DANS
L'UEMOA : UNE ETUDE EMPIRIQUE PAR LE CANAL DU TAUX
D'INTERET

Odile Y. MAHULIKPONTO, voici la raison de tes souffrances.
A ma très chère aimée et défunte fille,

Ignace Coovi YETONGNON, Pour ses innombrables conseils et pour
m'avoir inculqué un esprit combatif.

Christopher C. YETONGNON, Pour ses incommensurables aides et sa
faculté à toujours satisfaire d'abord l'autre.

Joséphine N. GNAVI, Voici le fruit de l'arbre dont tu as, du rant toute ta
vie, pris grand soin.

A tous mes frères et soeurs, cousins cousines, notamment, Angèle, Davy, Jean, Jeanne YETONGNON ; Stalis -

A tous ceux qui de près ou de loin m'ont aidé d'une manière ou d'une
autre, pour la réalisation de ce mémoire, voici ici concrétisé, le rêve pour
lequel vous vous êtes si tant battus.

Remerciements

Ce mémoire a été réalisé avec le concours de nombreuses personnes. Nous tenons à témoigner de leur bienveillance. A tous ceux qui ont manifesté de l'intérêt et de l'attention pour notre formation et particulièrement pour cette recherche, nous adressons un grand merci. Une reconnaissance toute particulière s'adresse à tous ceux qui y ont apporté leur collaboration.

Un collège de Professeurs, sous la direction du Pr Fulbert AMOUSSOUGA GERO, a assuré le suivi de ce travail. Ces professeurs nous ont guidés tout au long de la recherche. Ils nous ont faits bénéficier de riches expériences de la pratique et de l'enseignement des sciences économiques. Leurs observations et recommandations ont contribué davantage à l'amélioration de l'aspect théorique et empirique de l'étude. Voici ici l'expression de notre profonde gratitude. Nous avons pu toujours compter sur leur disponibilité, leurs encouragements et surtout, sur leur maîtrise des sujets abordés. Nous leurs en remercions vivement.

Nous remercions également tous les Professeurs de la Faculté des Sciences Economiques et de Gestion, l'administration du Nouveau Programme de Troisième Cycle Interuniversitaire (N.P.T.C.I.), notamment, le Professeur Fulbert AMOUSSOUGA GERO, Directeur de l'Ecole Doctorale, et le Professeur Bernadette KAMIGNA, la Responsable académique. Ils ont contribué à notre formation, tout au long de ce parcours universitaire ; que cet essai les comble de satisfaction. Le Professeur Magloire LANHA, Doyen de la FASEG, n'a ménagé le moindre effort pour l'aboutissement heureux de la formation ; qu'il en soit remercié, pour ses observations pertinentes et ses incitations à l'esprit de recherche. Le Maître Assistant Jean ADANGUIDI, Vice-Doyen, qui m'a ouvert les portes du troisième cycle.

Le Professeur Charlemagne IGUE, les Maître-Assistant, Denis ACCLASSATO, Augustin CHABOSSOU, les Docteurs, Jude C. EGGOH, Yves SOGLO, Gilles SOSSOU, Venant QUENUM, ont contribué substantiellement, notamment à l'occasion des présoutenances, à l'amélioration qualitative aussi bien du protocole de recherche que de la recherche elle même ; à tous, un témoignage de sincère gratitude.

Aussi, que tous nos Amis et Auditeurs promotionnaires veuillent bien croire en notre sincère reconnaissance.

Enfin, aux honorables membres du jury, qui ont accepté discuter des résultats de cette recherche, pour la pertinence de leurs observations, nous témoignons notre entière satisfaction et gratitude.

`'TRANSMISSION DE LA POLITIQUE MONETAIRE DANS L'UEMOA : une analyse
empirique par le canal du taux d'intérêt».

RESUME

Lorsque l'UEMOA met en exécution une politique monétaire commune aux Etats membres, elle applique d'une façon identique les outils et instruments de politique. On s'attend à ce que cette politique ait des effets homogènes sur les économies de l'Union. Cependant, des différences (économiques financières ...) et surtout la multiplicité des canaux de transmission font que les effets de ces politiques sont moins homogènes que ceux anticipés.

Ce mémoire a eu pour objectif de montrer l'importance du rôle du taux d'intérêt dans la transmission monétaire dans l'UEMOA, au moyen d'une modélisation VAR et grâce à des simulations sur trois outils de politique monétaire.

Les résultats obtenus montrent que les variances de prévision de la plupart des variables retenues sont influencées par les innovations du taux d'intérêt. Donc le taux d'intérêt réel est la principale variable instrument de la politique monétaire dans l'UEMOA.

`'TRANSMISSION OF THE MONETARY POLITICS IN THE WAEMU: an empiric
analysis by the channel of the interest rate».

ABSTRACT

When the WAEMU puts in execution a monetary politics common to the member states, it applies an identical way the tools and instruments of politics. One expects that this politics have homogeneous effects on economy of the union. However, of the differences (economic financial...) and especially the transmission channel multiplicity makes that the effects of these policies are less homogeneous than those anticipated.

This paper had for objective to show the importance of the role of the interest rate in the monetary transmission in the WAEMU, by means of a VAR modelling and through simulations on three tools of monetary politics.

The gotten results show that the variances of forecasting of most retained variables are influenced by the innovations of the interest rate. Therefore, the real interest rate is the main variable instrument of the monetary politics in the WAEMU. Key words: monetary politics, VAR model, WAEMU.

SIGLES ET ACRONYMES

FMI : Fond Monétaire International IFS : International Financial Statistic IMF : International Monetary Fund OCDE : Organisation de Coopération et de Développement Economique

SVAR: Strucural Vectoriel Auto Regression UCAD : Université Check Anta Diop

SOMMAIRE

SECTION 2: Revue de littérature et bilan de la politique monétaire dans l'UEMOA 9

INTRODUCTION

Le sujet le plus fréquemment abordé par les économistes qui s'intéressent aux problèmes monétaires, est celui relatif aux effets de la politique monétaire sur la sphère réelle. Cette question est si controversée que plusieurs écoles se sont formées autour des différentes réponses, créant ainsi des corpus théoriques différents au sein des mêmes courants de pensée.

A ce premier problème vient s'ajouter un second, qui tien compte de la nature de la réponse fournie à la première question : Il s'agit de définir le mécanisme par lequel la politique monétaire transmet ses impulsions au secteur réel.

Ainsi, il est aisé d'admettre, à partir de ce constat, que la politique monétaire n'est pas neutre, et qu'une étude de sa transmission au secteur réel, revêt donc tout son intérêt.

Le principe d'une transmission de la politique monétaire au secteur réel est accepté par la plupart des économistes. Mais le mécanisme par lequel cette politique monétaire propage ses effets dans la sphère réelle constitue une source de divergences. A ce niveau, la littérature fournit des versions aussi riches que divergentes

En effet, pendant que certains économistes soulignent le rôle prépondérant de la monnaie dans la transmission de la politique monétaire, d'autres insistent sur celui du crédit, et donc sur le rôle des banques ; leur faisant ainsi jouer un rôle central dans la transmission monétaire. De plus en plus aussi, des auteurs s'intéressent au rôle du taux de change dans le mécanisme de transmission monétaire. D'autres enfin montrent que la politique monétaire propage ses effets sur l'activité par le biais du taux d'intérêt directeur de l'institution en charge de l'exécution de la politique monétaire.

Ces différents mécanismes ne s'opposent pas vraiment dans leur manifestation. Les canaux, précédemment cités, peuvent fonctionner dans une même économie et sur la même période dans un processus de melting pot. Leur importance relative peut aussi varier dans le temps en fonction du comportement des agents, des structures de l'économie et de l'environnement externe à l'économie.

L'intérêt de la présente recherche est de montrer l'importance du rôle du taux d'intérêt dans la transmission de la politique monétaire. Elle cherche à montrer que le taux d'intérêt, plus que les autres canaux, est le canal dominant de transmission de la politique monétaire dans les pays de l'UEMOA. Cet intérêt se justifie aussi par l'importance du taux d'intérêt dans la conduite de la politique monétaire en général, mais surtout de la place de plus en plus grande que le taux d'intérêt occupe dans la formation et surtout la gestion des unions économiques et monétaires ; imposée par la mondialisation des économies.

De même, la tendance à long terme de la variation des investissements et celle du crédit nous laisse penser qu'une politique monétaire qui aurait un effet sur la variation du taux

d'intérêt pourrait également avoir un impact sur l'activité réelle ; si tant est que la variation du taux d'intérêt impacte celle des investissements et du crédit.

Graphique 1 : UEMOA; Evolution des Investissements et du crédit au secteur privé

Notre recherche est menée à l'aide d'une modélisation VAR, sur un échantillon de six pays membres de l'UEMOA (à savoir, le Bénin, le Burkina Faso, la Côte d'Ivoire, le Niger, le Sénégal et le Togo). Elle montre que la politique monétaire a des effets sur la sphère réelle et que le canal du taux d'intérêt peut être considéré comme le canal le plus pertinent par lequel les décisions de politique monétaire peuvent affecter le secteur réel.

Nous posons tout d'abord dans le premier chapitre la problématique, la revue de littérature, théorique et empirique, ainsi quelques résultats empiriques fondés sur la modélisation VAR. Le deuxième chapitre expose la politique monétaire dans l'UEMOA ; et le dernier chapitre est celui consacré à l'analyse empirique de nos données.

CHAPITRE I

Cadre théorique de la recherche

Les dimensions théoriques de la présente recherche sur la transmission monétaire dans l'UEMOA, analysée par le canal du taux d'intérêt sont explorées dans ce premier chapitre qui pose aussi la problématique et le contexte qui la justifie. Les fondements théoriques et empiriques des mécanismes de transmission ainsi que les différents résultats fondés sur la modélisation VAR viendront refermer ce premier chapitre.

SECTION 1: Contexte et Problématique de la recherche

Dans cette section, nous allons aborder le contexte dans lequel se justifie la présente recherche, ainsi que la problématique des mécanismes de transmission de la politique monétaire ; ensuite nous allons dire quels sont les objectifs que vise ce mémoire.

1-1: Contexte et justification de l'étude

La volonté de certains pays ouest africains de réaliser l'union économique, les a conduits à créer l'Union Economique et Monétaire Ouest Africaine (UEMOA). Elle est créée à partir de l'Union Monétaire Ouest Africaine (UMOA)¹ , et regroupe actuellement huit pays, à savoir le Bénin, le Burkina Faso, la cote d'ivoire, la Guinée-Bissau, le mali, le Niger, le Sénégal et le Togo. Elle se caractérise par la reconnaissance d'une même unité monétaire, le franc de la Communauté Financière d'Afrique (FCFA) dont l'émission est confiée à un Institut monétaire commun, la Banque Centrale des Etats de l'Afrique de l'Ouest (BCEAO). Elle apparaît comme un espace monétaire homogène reposant sur un ensemble de règles de base ayant trait notamment à la libre circulation des signes monétaires et la liberté de transferts entre les Etats membres, la centralisation des réserves de change et l'harmonisation des législations financières, bancaires et des changes.

La valeur de la monnaie (le franc CFA) est fondée sur un ancrage fixe avec l'euro, constituant ainsi le pivot de l'action de la Banque Centrale des Etats de l'Afrique de l'Ouest. Le dispositif de gestion de la monnaie et du crédit, mis en oeuvre dans l'Union depuis la

réforme des instruments de politique monétaire en 1989, est basé sur des mécanismes indirects de régulation de la liquidité, privilégiant les procédures et instruments de marché, en liaison avec l'option d'une libéralisation progressive de l'activité économique et financière.

L'action de la Banque Centrale s'exerce à travers la formulation d'un programme monétaire et le suivi de son exécution. Autrefois, instrument normatif d'appui à la politique d'encadrement du crédit, le programme monétaire constitue aujourd'hui un cadre de détermination des objectifs intermédiaires et de suivi de la mise en oeuvre de la politique monétaire. En effet, il visait à l'origine (de 1975 à 1989) le contrôle de l'expansion des crédits en ajustant la liquidité globale de l'économie en fonction de l'évolution prévisible de la conjoncture économique, de la situation monétaire et des objectifs d'avoirs extérieurs. Depuis la réforme de 1975, la politique monétaire de la BCEAO a connu une modification en octobre 1989, à travers le déplafonnement du concours global qui est devenu ainsi un simple repère. Elle s'est renforcée en octobre 1993. Le nouveau dispositif de gestion monétaire de l'UEMOA se fonde sur un recours accru aux mécanismes de marché, privilégiant ainsi les méthodes de régulation indirecte de la liquidité.

La politique monétaire de la BCEAO repose sur l'utilisation de taux d'intérêt directeur propres à l'institut d'émission ; le marché monétaire rénové et la libéralisation des conditions de banque. Des innovations ont été adoptées et portent sur le remaniement de la grille des taux directeurs de la BCEAO, avec l'instauration d'un taux de prise en pension, dont l'évolution est adaptée à celle du taux du marché monétaire. Le volume et la nature de ses interventions sont déterminés en fonction des orientations qu'elle se propose d'impulser au marché et au comportement des banques, au regard de ses objectifs en matière de politique de la monnaie et du crédit et de la situation conjoncturelle de liquidité.

1-2 : Problématique et Objectifs de l'étude

L'Union Economique et Monétaire Ouest Africaine (UEMOA) met en exécution une politique monétaire commune aux huit Etats membre depuis près de cinquante ans, avec une application identique des instruments dans tous les pays membres. On s'attend à ce que cette politique ait des effets proportionnellement homogènes sur les économies de l'union. Mais, la multiplicité des canaux de transmission et la forte hétérogénéité des structures économiques

des pays de l'union, font que ces canaux ne fonctionnent pas avec la même ampleur d'une économie à une autre.

En effet, les structures financières ne présentent pas le même niveau de développement ; les économies des pays membres de l'UEMOA sont limitées par l'exportation d'un nombre limité de produits de base qui varient d'un exportateur à un autre du point de vue de leur importance relative ou de leur nature. Ces produits, principale source de recettes pour les budgets des Etats membres, ont connu une évolution de leurs cours. Cette évolution, caractérisée par une grande volatilité, a deux effets sur l'économie de l'union (Boccara et Devarajan, 1993) : Le premier est une hausse qui entraîne une augmentation des dépenses publiques qui se poursuivra bien après le retournement de conjoncture (provoqué par la chute de ces mêmes cours). Le second, d'ordre monétaire, consiste en un afflux de devises difficile à geler lorsque les réserves de change sont mises en commun, le taux de change est maintenu fixe, et la liberté des mouvements de capitaux garantie entre pays membres de l'Union et les autres pays de la Zone Franc. Ainsi, une augmentation de la masse monétaire suivra toujours la montée des cours des produits de base.

Toutefois, au sein de l'UEMOA quelques différences² ont été notées au niveau des critères de différenciation sur les effets de la politique monétaire:

D'abord une différenciation des taux d'inflation. En effet, les pays de l'UEMOA ont des taux d'inflation plus faibles que ceux des pays africains non membres de la Zone Franc ou à d'autres groupes de pays en développement. Au cours des années 1960-1974, la moyenne annuelle de l'inflation a été de 4,7 %. Elle a quasiment doublé pendant la deuxième période (1975-1989). Cette variabilité des taux d'inflation à plusieurs origines qui sont elles-mêmes sources de divergences des effets de la politique monétaire (UEMOA, 2000) : il s'agit des conjonctures économiques des pays membre de l'UEMOA qui sont différenciées.

Ensuite, une hétérogénéité liée aux systèmes financiers. L'appartenance à une même union monétaire où la politique de la monnaie et du crédit ainsi que la réglementation bancaire sont les mêmes, devrait rapprocher considérablement les structures bancaires des différents pays. En d'autres termes, les systèmes bancaires devraient être homogènes, afin de garantir des réactions analogues à d'éventuels chocs. Mais on remarque une diversité des situations nationales. Ainsi, au Burkina et au Niger, la part des banques de développement dans le capital bancaire a été prépondérante dans les années 1960-1974. Au cours de la même période, elle n'a été que de 39 %, 25 % et 33 % respectivement au Sénégal, en Côte d'Ivoire

2 Diagne et Doucouré Consortium pour la Recherche Economique et Sociale (CRES/UCAD)

et au Togo. Pendant les années 1980-1990, à la suite des opérations de restructuration bancaire, la plupart des banques de développement ont disparu. Leur part dans le capital social n'est plus que de 20 % au Togo, 16 % au Burkina Faso et 4 % en Côte d'Ivoire (UEMOA, 2000).

Enfin, la variabilité des taux d'intérêt et taux de change réels. La variabilité des taux d'inflation a pour conséquence une grande volatilité des taux d'intérêt réels ; entrainant automatiquement une variation du revenu des agents, proportionnelle à leurs différents stocks d'actifs et de dettes ; et une grande diversité des taux de change réels, renforcée par le fait que les pays membre n'exportent pas les mêmes produits de base et diversifient de plus en plus leurs importations. Ce qui se traduit par une variabilité des taux de change effectifs nominaux et, par conséquent, des taux de change réels.

Au total, la politique monétaire provoque des effets différenciés sur les prix intérieurs et sur la réallocation des ressources entre les secteurs producteurs de biens échangeables et ceux de biens non échangeables. A partir de ce constat, on est donc en mesure de penser que les canaux de transmission de la politique monétaire au secteur réel diffèrent entre les pays membre de l'UEMOA.

Au sein de l'UEMOA, plusieurs travaux récents montrent que des canaux de transmission peuvent fonctionner en même temps et sur une même période. Leur importance relative peut aussi varier dans le temps en fonction du comportement des agents, des structures de l'économie et de l'environnement externe. Aussi, compte tenu des difficultés que la multiplicité des canaux de transmission cause à l'économie de l'UEMOA, n'est il pas plus rationnel de trouver un canal le plus dominant ?

Ces différents sujets de préoccupation constituent les raisons qui motivent notre recherche et sur lesquelles nous voulons mener des réflexions.

Ainsi, le présent mémoire se propose de réfléchir sur les questions suivantes :

- quels sont les canaux de transmission, les plus actifs, de la politique monétaire au secteur réel dans l'UEMOA ?

- quelle est l'importance du taux d'intérêt, par rapport aux autres canaux, en tant que canal de transmission de la politique monétaire dans l'UEMOA ?

- quel intérêt les économies de l'UEMOA ont-elles à l'utiliser en tant que canal dominant ?

Ce mémoire cherche à montrer la prédominance du canal du taux d'intérêt sur les autres canaux. Elle s'intéresse donc exclusivement au canal du taux d'intérêt et son importance en

tant qu'instrument de la politique monétaire sur les économies de l'UEMOA au cours d'une période allant de 1975 à 2005.

Un tel choix se justifie par la place de plus en plus centrale qu'occupe le taux d'intérêt, non seulement dans les économies mondiales ; mais aussi et surtout dans les différentes prises de décisions par les autorités en charge de la conduite de la politique économique au sein de l'UEMOA. Cela est d'autant plus marqué que la politique de taux d'intérêt directeur de la BCEAO, à travers ses effets, entraine des divergences sur les économies de l'union.

L'objectif principal de ce mémoire est d'évaluer l'importance du canal du taux d'intérêt par rapport aux autres canaux, dans la transmission de la politique monétaire aux économies de l'UEMOA.

SECTION 2: Revue de littérature

Dans cette section, nous allons nous intéresser essentiellement aux travaux récents qui consacrent le rôle du taux d'intérêt dans la transmission de la politique monétaire. La première partie décrit les fondements théoriques de la transmission monétaire et la seconde partie est consacrée à la revue empirique.

2-1 : Les fondements théoriques

Une des conditions essentielles pour que les canaux de transmission de la politique monétaire agissent sur la sphère réelle est que la monnaie ne soit pas neutre aux différentes fluctuations de l'activité économique. Pour clarifier cela, nous allons d'abord présenter les arguments qui fondent la non neutralité de la monnaie (ou de ses autres déterminants tels que le crédit, le taux d'intérêt...) dans l'activité économique.

2-1-1 La non-neutralité de la monnaie

Il est aujourd'hui largement admis que si la politique monétaire n'agit que sur l'inflation à long terme, elle affecte les comportements réels à court terme. Cependant, les mécanismes par lesquels la politique monétaire propage ses impulsions sur les prix et l'économie réelle constituent une source de controverse.

Dans les modèles d'anticipation rationnelle, les variations anticipées de la monnaie ne produisent théoriquement pas d'effet réel; elles sont neutres. La monnaie est alors non neutre si ses variations ne sont pas anticipées ou si les prix sont rigides.

Kashyap et Stein (1994) citent comme troisième condition nécessaire à l'existence d'un canal distinct du crédit un ajustement imparfait des prix `'Si les prix s'ajustent sans friction (...) à la fois le bilan des banques et des entreprises vont rester inaltéré en terme réel. Dans ce cas, il ne peut y avoir d'effets réels de la politique monétaire ni à travers le canal du crédit ni à travers le canal conventionnel de la monnaie.» (Page 226)

Les rigidités de prix constituent un premier fondement microéconomique de l'effet de liquidité. Dans une perspective dynamique, l'offre de monnaie suit un processus autorégressif, de sorte qu'un choc monétaire persiste au cours du temps.

Si la production est déterminée par la demande, et si la contrainte d'encaisses préalables est saturée, alors une augmentation de la masse monétaire entraîne une diminution du taux d'intérêt nominal (effet de liquidité). L'expansion monétaire aura entraîné un desserrement de la contrainte d'encaisses préalables permettant une consommation courante plus importante.

La non-neutralité de la monnaie dans le canal monétaire standard provient du fait que les variations des réserves bancaires peuvent affecter les taux d'intérêt réels.

La causalité entre les réserves bancaires (ou, dans un sens plus large, agrégats monétaires) et les taux d'intérêt à court terme est exploitée par les banques centrales. Même si, parfois, elles utilisent (sur une durée plus ou moins variable) les taux d'intérêt nominaux comme instrument et non comme cible intermédiaire (fixation administrative d'un taux directeur par exemple).

Une politique monétaire expansionniste, à un instant donné, a des conséquences dynamiques, notamment si les agents privés anticipent qu'elle se renouvelle. En supposant que l'investissement est une fonction décroissante du taux d'intérêt réel, une baisse du taux nominal entraîne une hausse de la demande de biens.

Si les prix sont flexibles, le niveau général des prix augmente et résorbe la demande excédentaire. La production réelle reste inchangée. C'est l'effet Fisher, dont les modèles de cycles réels soulignent le caractère dominant.

Si les prix sont rigides en revanche, à l'équilibre de court terme, le taux d'intérêt réel diminue. Cette baisse stimule l'investissement et la production en termes réels.

La non-neutralité de la monnaie passe également par des effets encaisses réelles et de richesse, qui jouent sur la consommation.

Alors que les modèles à prix rigides révèlent un effet de liquidité à travers la substitution optimale entre consommations présente et future en fonction du taux d'intérêt réel ; les modèles à participation limitée supposent une autre friction qui empêche cette substitution d'une période sur l'autre.

De façon générale, ces modèles imposent une participation limitée de certains agents à certains marchés (Lucas (1990), Grossman et Weiss (1983). Si la banque centrale décide d'une politique monétaire expansive, les encaisses supplémentaires ne seront distribuées qu'aux agents visitant la banque à cette période là.

Dès lors, l'injection monétaire a un caractère asymétrique qui produit des effets réels. En effet, l'injection monétaire provoque une anticipation de hausse des prix. Pour les agents à la banque le niveau d'encaisses réelles reste inchangé, de même que leur consommation réelle. Pour les agents hors banque qui ne peuvent augmenter leurs encaisses nominales, l'injection monétaire se traduit par une réduction de leurs encaisses réelles, donc de leur consommation réelle.

Le surcroît d'épargne réelle ainsi dégagée finance l'investissement réel, et l'ajustement opère via une réduction du taux d'intérêt réel. Cependant, le taux d'intérêt n'est pas le seul prix relatif par lequel la politique monétaire transmet ses impulsions.

Considérons un monde à quatre actifs, la monnaie, les obligations à court terme, les obligations à long terme et les actions, définissant trois prix relatifs. Si la banque centrale accroît la base monétaire, les agents disposent d'encaisses supérieures au niveau désiré.

Cette richesse supplémentaire est dépensée sur le marché des titres, mais surtout sur le marché du capital pour les monétaristes.

Les prix des obligations et du capital augmentent. En faisant appel au « ratio q de Tobin », une politique monétaire expansive accroît la demande d'actions, ce qui augmente leur prix, réduit le coût du capital, et partant augmente l'investissement des entreprises.

Si une appréciation des actions accroît l'investissement via le ratio q de Tobin, elle entraîne également une revalorisation de la richesse privée, ce qui entraîne une consommation croissante et une demande finale plus importante.

De plus en plus, certaines études tentent de souligner une participation importante des taux de change dans la transmission de la politique monétaire. Comme pour le taux d'intérêt, la distinction entre taux de change nominal et réel est cruciale.

En effet, des rigidités nominales, affectant des variables internes (salaires, taux de change nominal, prix nationaux), entraînent un sur-ajustement du taux de change réel (Taylor (1993)). Dès lors, ces rigidités amplifient l'impulsion monétaire initiale: l'effet de liquidité relançant la demande interne est complété par un sur-ajustement du taux de change réel tirant la demande étrangère.

Le canal du crédit peut aussi expliquer la non-neutralité de la monnaie. Certes, il serait absurde de contester que les prix relatifs des actifs propagent les impulsions monétaires, mais de nombreux économistes ont souligné la discordance entre le caractère modéré des chocs initiaux et l'ampleur parfois démesurée des cycles réels (Christiano, Eichenbaum et Evans (1998), Bernanke et Gertler (1992)).

Ces phénomènes appellent des explications alternatives ou au moins complémentaires, qui reposent sur une hypothèse commune: les imperfections constatées sur le marché financier propagent et amplifient les effets des prix relatifs.

D'une part, l'information asymétrique rend les financements internes et externes imparfaitement substituables. D'autre part, les différentes formes de finance externe, notamment le crédit bancaire et l'endettement obligataire, ont une substituabilité imparfaite, tant pour les emprunteurs que pour les prêteurs.

2-1-2 : Analyse théorique du taux d'intérêt

Selon les monétaristes, la politique monétaire a un rôle actif sur la conjoncture économique. De leur point de vue, une politique monétaire restrictive par exemple entraîne une diminution des prix relatifs des actifs monétaires, financiers et réels dans le cas des pays développés. Cela se traduit par une modification des demandes réelles que sont la consommation et l'investissement mais également les stocks réels accumulés (capital et richesse).

Principal mécanisme de transmission de la politique monétaire dans la théorie keynésienne, le canal du taux d'intérêt concerne l'ensemble des moyens par lesquels la variation des taux directeurs est susceptible d'affecter la sphère réelle, à travers les décisions d'investissement et de consommation des entreprises et des ménages.

Selon la théorie néo-keynésienne représentée par le modèle IS-LM, les chocs monétaires sont transmis à la sphère réelle à travers le taux d'intérêt qui est le canal privilégié. Etant le loyer de l'argent, il peut s'analyser à la fois comme le taux de rendement d'un actif composite (titre financier ou capital physique) mais également comme un prix relatif ou une charge financière. Lorsqu'il est considéré comme un prix relatif, il influe sur la composition des portefeuilles des agents économiques, la liquidité de l'économie ou sur le solde des paiements courants. Analysé comme une charge financière, il affecte le coût de production des entreprises et reste déterminant dans le choix entre les différents modes de production intensifs en capital ou en travail.

D'après Robinson (1965), une politique de taux d'intérêt bas permet de promouvoir l'investissement et la croissance économique. Renforçant ce point de vue, Chandavarkar (1971) assure que la fixation des taux d'intérêt à des niveaux appropriés, permet d'assurer l'investissement désiré en volume et en composition. Selon lui, le taux d'intérêt doit être maintenu à des niveaux bas pour stimuler l'investissement.

Mc Kinnon et Shawn (1973), prenant le contre-pied de ce raisonnement, ont montré que des niveaux de taux d'intérêt bas ne favorisent pas l'accumulation du capital et la croissance économique. En effet, des taux d'intérêt faibles peuvent stimuler la demande d'investissement. Toutefois, du fait de leur niveau assez bas, ils ne peuvent pas susciter l'épargne nécessaire en vue de satisfaire cette nouvelle demande créée. Il en résulte, par conséquent, une diminution de l'investissement. Pour ces raisons, ces auteurs prônent la libéralisation financière. En conséquence, développant la théorie de la répression financière,

ils arrivent à montrer que des taux d'intérêt maintenus à des niveaux bas pouvaient entraîner des effets néfastes sur l'épargne.

Pour Catherine Bruno³, le canal du crédit constitue le principal mécanisme de transmission de la politique monétaire dans le modèle IS-LM. Ainsi, une politique monétaire expansionniste conduit à une baisse du taux d'intérêt réel, ce qui stimule l'investissement et accroît par conséquent le produit. Le fait qu'une variation du taux d'intérêt nominal à court terme conduise à une variation du taux d'intérêt réel à court et long terme s'explique par la rigidité des prix. Taylor (1995) montre, en prenant appui sur des études récentes, que les taux d'intérêt exercent un effet considérable sur les dépenses de consommation et d'investissement. Cependant, ce point de vue est contesté par Bernanke et Gertler (1995) qui souligne l'échec de nombreuses études empiriques à mettre en évidence l'incidence significative du taux d'intérêt sur l'activité réelle.

Dans le cadre de leur étude sur les indicateurs avancés du NBER, Stock et Watson (1989) ont montré que les agrégats monétaires et le crédit peuvent être de bons indicateurs avancés de l'activité dans une analyse bi-variée, mais perdent leur pouvoir prédictif dès que d'autres variables contenant davantage d'informations sur l'activité future, notamment le taux d'intérêt (de long et de court terme ; public et privé) sur les obligations publiques substituent les variables telles que la monnaie, le crédit, ainsi que le prix des actions, l'emploi, les ventes, les stocks... Ils retrouvent ainsi le résultat de Sims (1980), qui montrait l'importance du taux d'intérêt dans la prévision de l'activité.

D'autres contributions, Bernanke (1990), Bernanke et Blinder (1992), Friedman et Kuttner (1989,1991 et 1992) trouvent également que les taux d'intérêt et les spreads dominent les agrégats monétaires dans les tests de causalité sur les variables réelles.

Sims (1980) avait déjà mis en évidence le fait que le taux d'intérêt dominait la masse monétaire dans l'estimation de l'activité réelle. Il interprétait ce résultat comme une preuve de la neutralité de la politique monétaire. Bernanke-Blinder et Friedman-Kuttner s'opposent à cette interprétation et reprennent la critique formulée par MacCallum (1983) : le taux d'intérêt est un reflet de la politique monétaire plus fidèle que les agrégats, le fait qu'il soit un indicateur avancé de l'activité démontre la non neutralité de la politique monétaire.

Le pouvoir prédictif des spreads n'a pas une interprétation économique immédiate, puisque ce sont a priori des variables artificielles qui n'équilibrent aucun marché et ne sont pas maniées directement par les autorités monétaires. Aux Etats-Unis la plupart des études

3 « Transmission de la politique monétaire et régime de changes : une comparaison France-Allemagne-Etats-Unis ». In : Revue de l'OFCE. N°61, 1997. pp. 139-164.

empiriques ont montré que le spread entre taux des papiers commerciaux et taux des bons du trésor était le plus significatif. C'est notamment le cas de l'étude de Bernanke (1990), qui fait une comparaison systématique des indicateurs avancés fournis par 8 taux d'intérêt et de 5 spreads de taux.

Dans une étude ultérieure, Friedman et Kuttner (1991) confirment le rôle prédictif des spreads de taux d'intérêt entre marché des "commercial paper" et marché des bons du Trésor. Ces spreads ont tendance à augmenter avant les récessions.

Selon Nubukpo (2002), le canal de transmission du taux d'intérêt directeur de la Banque Centrale est le suivant : une modification du taux d'intérêt directeur engendre une variation des taux bancaires qui influe sur la demande de biens. La modification du taux directeur entraîne un changement des taux d'intérêt et de rendement des nouveaux emprunts et des placements. Elle pèse aussi sur le taux d'une partie des contrats existants et, en conséquence, sur les flux de revenus et les possibilités de dépenses. La variation du taux d'intérêt directeur induit également un effet de valorisation des actifs financiers. Ces différents enchaînements sont eux-mêmes fonction des structures financières de l'économie. En outre, la modification du taux directeur a un impact sur le taux de change (dans les régimes de changes flexibles) et, par suite, sur les prix relatifs des biens et des actifs selon les devises.

2-2 : Fondements empiriques

La transmission de la politique monétaire a fait l'objet d'une abondante littérature empirique. Alors que le débat s'est longtemps porté sur le clivage : keynésiens-monétaristes, il s'est maintenant clairement déplacé sur le partage : ISLM-monétaristes d'un côté, et défenseurs de la théorie du cycle réel de l'autre. Schématiquement, pour les premiers, les variations non anticipées de la monnaie peuvent produire un effet réel à court terme ; pour les seconds, la politique monétaire ne produit pas d'effet réel. Nous ne reviendrons pas ici sur tout l'historique de ce débat, sur les liaisons entre masse monétaire et activité réelle. Nous nous limiterons ici à exposer les travaux récents, qui posent explicitement la question de l'existence des canaux de transmission en général et d'un canal de taux d'intérêt en particulier. Leurs résultats sont souvent contradictoires ou ambigus car les séries de monnaie, de taux d'intérêt ou de crédit étant très corrélées, il est difficile d'isoler leurs effets respectifs.

Les études empiriques ont été nombreuses. Nous les décomposons ici en deux catégories : la première concernant celles des pays développés et la seconde celles réalisées sur les pays en développement

2-2-1 : Cas des pays développés

Dans le but d'évaluer la nature et l'efficacité des canaux de transmission de la politique monétaire en France, la Banque de France (1998, pp. 205-207) a effectué des simulations, en vue d'évaluer les effets sur la croissance et l'inflation d'une baisse d'un point de pourcentage pendant deux ans des taux d'intérêt directeurs. L'hypothèse sous-jacente d'une parité inchangée du franc français vis-à-vis des autres monnaies du «noyau dur» (France, Allemagne, Pays-Bas, Belgique, Luxembourg, Danemark) du mécanisme de change européen a été faite.

Les simulations économétriques ont reposé sur l'hypothèse de base que la baisse a bien été intégrée par le marché, c'est-à-dire qu'elle s'est traduite par un repli des taux d'intérêt de toutes les échéances, y compris à long terme. Le surcroît de croissance obtenu par référence au scénario où les taux directeurs seraient restés au niveau initial est de 0,2% la première année, de 0,4% la deuxième, puis diminue régulièrement par la suite. Il est nul à partir de la cinquième année.

En revanche, l'effet sur les prix est beaucoup plus durable : le surcroît d'inflation, par rapport au scénario de référence, est encore de 0,3% au bout de six ans.

Au total, il apparaît que si une baisse des taux d'intérêt est de nature à faciliter la reprise de l'activité, elle ne peut à elle seule la relancer de manière durable. Ainsi, les effets sur la croissance liés au seul canal du taux d'intérêt sont dans l'ensemble limités et transitoires. Par contre, le risque d'aboutir à une inflation persistante, du fait d'une détente monétaire inopportune est, lui, bien réel.

Plus généralement, pour les pays les plus industrialisés (regroupés au sein du G8), les délais d'action de la politique monétaire ne sont pas sensiblement différents d'un pays à l'autre (S. Gerlach et F. Smets 1995 ; C. Cortet, 1998). Ces délais sont les suivants :

- l'impact d'une variation des taux directeurs sur l'activité est perceptible au bout de six mois et maximal au bout de six à sept trimestres ;

- l'impact sur les prix n'apparaît significatif qu'au bout de dix-huit mois à deux ans et atteint son maximum au bout de trois ou quatre ans.

De ce fait, les différences entre pays portent plus sur l'ampleur de l'ajustement des économies à un choc monétaire que sur la vitesse d'un tel ajustement.

Selon Nubukpo (2002), les deux principales limites à l'efficacité de la transmission de la politique monétaire au secteur réel de l'économie sont les références utilisées dans les contrats financiers et la structure des bilans financiers des agents économiques. Selon cet auteur, lorsque les crédits aux ménages ou les actifs financiers sont libellés à taux fixes, les modifications des taux débiteurs et créditeurs ne se répercutent sur le revenu des agents qu'à la faveur du renouvellement des actifs et n'exercent donc qu'un impact limité à court terme.

De même, la structure spécifique des bilans financiers des agents non financiers limite l'influence de la politique monétaire sur l'activité. Si les ménages ont une capacité de financement plutôt qu'un besoin en financement, les effets de revenu, de richesse et de substitution se compensent ; une hausse des taux d'intérêt accroît l'attractivité de l'épargne (effet de substitution et effet de richesse) mais induit une hausse du revenu disponible des ménages, ce qui exerce un effet stimulant sur la consommation (effet de revenu).

B. Mojon (1998) a mis en évidence l'impact de l'hétérogénéité des structures financières sur la transmission des chocs monétaires. Il ressort globalement de cette étude que la politique monétaire est plus efficace dans les pays où les contrats financiers sont libellés à taux d'intérêt variables (par exemple l'Angleterre) que dans des pays comme la France où 85% des crédits aux ménages sont libellés à taux fixes.

2-2-2 : Cas des pays en développement

Dans le contexte des programmes de stabilisation macroéconomique dans les pays en développement, M. Kahn et M. Knight (1991) ont élaboré un modèle macroéconométrique à partir duquel les effets de la politique monétaire sur le secteur réel peuvent être appréhendés. Il ressort de leurs travaux qu'en ce qui concerne l'inflation, c'est par le biais des déséquilibres sur le marché de la monnaie et celui des biens et services, que les variations du taux d'inflation sont expliquées.

Selon Nubukpo (2002), une augmentation de l'offre de monnaie, consécutive à une baisse des taux d'intérêt directeurs de la Banque Centrale, se traduit par une hausse du niveau général des prix dans l'économie, toutes choses égales par ailleurs. Ce résultat est conforme aux enseignements de la théorie quantitative de la monnaie. De même, une augmentation de l'écart de production (différence entre la production effective et la production potentielle) se traduit par des tensions à la hausse sur les prix des biens domestiques. Deux autres facteurs

sont susceptibles d'expliquer l'inflation : le taux d'inflation anticipé par les agents économiques, fortement lié aux taux d'inflation observés dans le passé et le niveau des prix à l'étranger.

Ainsi, il souligne que le canal de transmission des impulsions monétaires sur la croissance économique est le suivant : une baisse des taux d'intérêt directeurs de la Banque Centrale engendre une hausse de l'offre de monnaie, ce qui crée un déséquilibre sur le marché de la monnaie, toutes choses égales par ailleurs. Ce déséquilibre engendre une expansion temporaire du revenu réel, issue de la hausse des dépenses réelles de consommation et d'investissement, consécutive à la hausse des crédits domestiques. Kahn et Knight estiment que la détermination de l'impact de la politique monétaire sur la croissance est une question purement empirique, dans la mesure où il n'existe pas de consensus théorique sur le sujet ; ils suggèrent cependant l'existence d'un faible impact.

Afin d'évaluer empiriquement les effets sur l'inflation et la croissance des variations de l'offre de monnaie, les deux auteurs ont effectué des estimations économétriques. Il ressort des estimations effectuées qu'une hausse de l'offre de monnaie exerce un effet positif significatif sur l'inflation ; la valeur de l'élasticité de l'inflation au choc monétaire est de 0,33. De même, une hausse de l'offre de monnaie a une influence positive significative, mais de faible ampleur, sur la croissance économique : l'élasticité de la croissance du PIB réel à l'offre de monnaie n'est que de 0,043. De l'avis des auteurs, les effets d'une variation de l'offre de monnaie sur l'inflation et la croissance sont essentiellement de court terme.

Une politique monétaire expansionniste provoque simultanément une hausse de l'inflation, du revenu réel et une détérioration de la balance des paiements. Cependant, la hausse des prix domestiques et la détérioration de la balance des paiements auront tendance à réduire le stock réel de monnaie, ce qui aura pour effet de ramener l'économie à son niveau d'équilibre initial. De plus, du fait de la hausse du revenu réel, la demande de monnaie croît, ce qui stimule le retour à l'équilibre du marché de la monnaie et, partant, de l'économie. Les délais et l'ampleur de l'ajustement dépendent des valeurs des paramètres du modèle.

Mamadou Alhousseynou Sarr et Charles J. Dingui (2000) ont aussi travaillé sur les mécanismes de transmission de la politique monétaire en Côte d'Ivoire en utilisant un modèle Vectoriel Auto Régressif (VAR) avec sept variables dont : le taux d'escompte, le taux débiteur réel des banques, la masse monétaire, le crédit à l'économie, le PIB réel, l'indice des prix à la consommation et l'investissement privé. L'approche qu'ils ont choisie dans leur étude est similaire à celle de Diagne et de Doucouré (2000).

Les données utilisées dans leur étude sont des statistiques monétaires et celles de l'activité réelle sur base annuelle. Les tests d'intégration ont permis de détecter des ruptures structurelles dans les données. Les résultats obtenus font ressortir deux phénomènes importants dans l'économie ivoirienne :

- le taux d'escompte n'est pas déterminant dans l'évolution du PIB à prix constants ;

- les impulsions monétaires sont transmises à la sphère réelle via le taux d'intérêt débiteur des banques. Un relèvement du taux débiteur de 10% se traduit par une baisse de la croissance réelle de 1,2%. Par ailleurs, un choc sur la masse monétaire de 1% entraîne une augmentation de l'activité réelle de 0,2%.

- un relèvement d'un point de croissance de l'investissement privé se traduit par un accroissement de la croissance réelle de 0,2%. En revanche, une hausse de l'inflation d'un point de pourcentage entraîne une régression de l'activité réelle de 0,01%.

SECTION 3: Résultats empiriques fondés sur les modèles VAR

3-1 : Les performances des modèles VAR

La modélisation économétrique classique à plusieurs équations structurelles connaît à la fin des années 1970 beaucoup de critiques et de défaillances face à un environnement économique très perturbé⁴. Les deux plus célèbres critiques de l'approche conventionnelle des modèles structurels sont l'oeuvre de Granger (1969) et Sims (1980). Ces auteurs refusent d'introduire le concept de variables exogènes dans leurs travaux. Ils réfutent aussi l'idée selon laquelle les relations économiques sont réellement gouvernées par la simultanéité. Selon Sims, la représentation du comportement économique en termes de modèles structurels entraîne trop de contraintes d'identification. Le rejet de ces contraintes

4 Les crises pétrolières, la récession mondiale, et autres perturbations économiques des années 70 ont invalidé les prévisions délivrées par les modèles macroéconométriques (Matei, 2006). Voir aussi Granger (1969)

implique pour lui, l'inexistence de variables exogènes. Cet auteur propose alors un modèle constitué d'un ensemble d'équations de forme réduite à retards identiques pour les variables. Cette modélisation, appelée processus VAR, est simplement une généralisation vectorielle des modèles autorégressifs (AR).

La représentation VAR, appliquée à la politique monétaire à travers les modèles structuraux (Blanchard et Watson, 1986 ; Sims, 1986), réunit un groupe de variables réelles composé d'une variable de politique monétaire et des variables macro-économiques reliées entre elles par des équations autorégressives. Elle constitue le point de départ pour de nombreuses études empiriques sur la transmission de la politique monétaire. Ainsi, Christiano, Eichenbaum et Evans (1999) et Leeper, Sims et Zha (1998) ont analysé les mécanismes de transmission de la politique monétaire aux Etats Unis à partir de cet article fondateur. A cet égard, la représentation VAR se révèle particulièrement pertinente pour l'analyse des chocs monétaires car elle permet de distinguer les différents effets d'un choc monétaire spécifique.

Néanmoins, la modélisation VAR n'échappe pas à la critique post hoc ergo propter hoc, ni aux problèmes d'identification. Cependant, ses qualités en rendent l'utilisation pertinente, notamment pour des économies en développement. En outre, contrairement aux modèles macroéconométriques, elle nécessite une quantité limitée de données disponibles dans la plupart de ces économies. Enfin, plusieurs hypothèses théoriques relatives aux canaux de transmission ou aux chocs affectant l'économie peuvent être testées simultanément.

Plusieurs auteurs, dont Bernanke et Blinder (1992), Blanchard et Quah (1989), Christiano, Eichenbaum, et Evans (1997), Al-Mashat et Billmeier (2008), ont ainsi travaillé sur les canaux de transmission en utilisant la méthodologie VAR.

VAR canonique en des chocs structurels pouvant être interprétés économiquement⁵. Pour interpréter une réponse impulsionnelle, il faut que les chocs ne soient pas corrélés instantanément entre eux⁶. Ceci permet de mesurer la contribution de chaque impulsion à la dynamique des différentes séries du système, et plus précisément à la variance des erreurs de prévision s'y rapportant. Si tel n'est pas le cas, l'analyse de la propagation des chocs est rendue délicate, voire impossible. Il faut alors orthogonaliser les chocs à l'aide d'une

6 Cette propriété, bien qu'utile techniquement et préconisée par Blanchard et Quah (1989), a été critiquée pour son manque de réalisme par Enders et Hurn (2005). Quand une cible d'inflation explicite existe, un choc d'offre agrégé négatif nécessite une baisse de la demande agrégée pour respecter la cible d'inflation. Par ailleurs, à un choc positif de demande, certaines entreprises répondent en augmentant l'output plutôt que les prix. Il existe donc des situations dans lesquelles les chocs d'offre et de demande sont corrélés.

transformation linéaire en multipliant le vecteur des innovations canoniques par une matrice P préalablement définie. Cette orthogonalisation peut être obtenue par une décomposition de Choleski⁷ de la variance des innovations canoniques. Cependant, hormis le fait que les résultats de la décomposition de Choleski dépendent fortement de l'ordre dans lequel les séries sont rangées dans le VAR, ce mode d'orthogonalisation purement statistique ne permet pas une interprétation économique des impulsions indépendantes obtenues.

L'approche des VAR structurels répond à cette critique en permettant d'identifier les chocs interprétables économiquement puisque les matrices utilisées font explicitement référence à la théorie économique. Shapiro et Watson (1988) et Blanchard et Quah (1989) ont les premiers, proposé d'identifier des chocs structurels qui soient interprétables économiquement en imposant outre les contraintes d'orthogonalisation usuelles, des contraintes structurelles identifiantes traduisant des relations économiques. La matrice P d'orthogonalisation est choisie de manière à pouvoir interpréter économiquement les chocs transformés en choc d'offre de demande, de politique monétaire ou budgétaire, dont on connaît à priori les effets économiques. On parle alors d'identification des chocs par imposition de contraintes structurelles identifiantes, c'est à dire déduites de la théorie économique.

Dans la littérature en général, il y a deux principales directions de recherche empiriques reposant sur des modèles VARs : la première cherchant à identifier la nature des chocs d'offre et de demande et à mesurer le degré d'asymétrie de ces chocs entre pays ; et la seconde, s'appuyant sur l'identification des asymétries potentielles dans la transmission des chocs monétaires entre les membres d'une union monétaire.

Se situant à l'origine de la première approche, le travail de Blanchard et Quah (1989) propose un procédé d'autorégression vectorielle bivariée (VAR) afin de séparer les chocs de réponses aux chocs et d'identifier les origines de ceux-ci (les chocs d'offre et de demande). Bayoumi et Eichengreen (1993, 1996) reprennent cet outil afin d'évaluer les similarités des cycles économiques et d'identifier les pays européens⁸ dont les coûts d'une politique monétaire commune devraient être bas. Ultérieurement, la problématique des asymétries entre

7 La décomposition de Choleski est une technique de décomposition de la matrice de variance-covariance des innovations canoniques qui ne requiert comme à priori que le choix de l'ordre des séries dans le Var. Celles-ci doivent être rangées de la plus exogène à la plus endogène. Ceci revient à supposer une plus forte exogénéité de certaines variables sur d'autres. La matrice P, triangulaire inférieure et définie de manière unique pour un ordre donné des composantes du VAR, ceci permet d'imposer une structure récursive au modèle. Cette hypothèse revient à supposer que les innovations sur certaines variables n'ont pas d'effets contemporains sur l'évolution des variables qui les précèdent dans le VAR. De ce fait, par construction, la première variable inclue dans le VAR ne réagit pas aux innovations contemporaines des autres variables retenues dans le modèle (elle réagit avec un décalage d'une période aux innovations des autres variables), tandis que la variable rangée en dernière position réagit de manière contemporaine aux innovations structurelles des variables placées avant elle dans le VAR.

les anciens et les nouveaux membres de l'UE, a été examinée dans d'autres articles tels que ceux de Frenkel, Nickel et Schmidt (1999), Boone et Maurel (1999a), Bénassy-Quéré et Lahrèche-Révil (2000), Fidrmuc et Korhonen (2001), Frenkel et Nickel (2002), Babetski, Boone et Maurel (2002, 2004), Horvath et Ratfai (2004) en s'appuyant sur les méthodologies de Blanchard et Quah (1989) et de Bayoumi et Eichengreen (1993, 1996). Les analyses économétriques de ces études ont été réalisées sur une période particulièrement courte (de moins de dix ans). Ce qui a rendu les estimations économétriques plus difficiles (voir Héricourt et Matei, 2006).

La seconde approche se fonde sur l'identification de potentielles asymétries dans la transmission des chocs monétaires entre les membres d'une union. Cette littérature distingue, à son tour, deux groupes principaux de recherches : (i) les modèles ayant une structure commune et (ii) les modèles ne reposant pas sur la même structure⁹ pour analyser les mécanismes de transmission de la politique monétaire dans différentes économies.

Les incontestables réussites des formulations VARs n'ont toutefois pas empêché l'émergence d'un certain nombre de critiques. Les limitations de cette approche visent essentiellement le fait qu'elle reste dénuée de bases théoriques, et que ses coefficients sont dépourvus d'une véritable interprétation économique. Même les plus récents modèles structurels demeurent sujets à des limitations au plan statistique. A cet égard, Amato et Gerlach (2001) et Elbourne et Haan (2005) notent que les modèles structurels de taille réduite reposent sur des hypothèses d'identification encore plus exigeantes que celles sur lesquelles s'appuie le procédé d'autorégression vectorielle bivariée classique. Par ailleurs, comme le souligne Ganev et al. (2002), l'emploi des modèles théoriques bâtis sur des hypothèses néoclassiques peut s'avérer assez hasardeux dans le contexte des économies en transition.

3-2 : Résultats empiriques des modèles VAR

Plusieurs travaux réalisés sur la problématique des canaux de transmission de la politique monétaire ont été empiriquement vérifiés à l'aide d'une modélisation VAR. dans ce paragraphe, nous allons exposer quelques uns d'entre eux.

9 Il s'agit de modèles macroéconométriques traditionnels estimés pour les pays industrialisés qui sont sujets à un certains nombres de critiques : approche dénuée de bases théoriques consistantes rendant difficile l'interprétation économique des résultats, limitations au plan statistique etc. Voir, Guiso et al. (2000).

La modélisation VAR a été utilisée par Héricourt et Matei (2006) dans leur article sur »Transmission de la politique monétaire dans les pays d'Europe Centrale et Orientale : que savon-nous vraiment ? `'.

Les modèles VAR qu'ils ont estimés concernent chacun des huit PECO¹⁰ ayant adhéré à l'UE en mai 2004 et s'inspirent de celui proposé par Peersman et Smets (2003) pour la zone euro, par la suite repris par Mojon et Peersman (2003) pour chacun des pays membres de la zone, et adaptés par Creel et Levasseur (2005) pour la Hongrie, la Pologne et la République Tchèque. Ils prennent donc la forme générale suivante :

avec Yt le vecteur des variables endogènes, Xt celui des variables exogènes, et ut le vecteur des erreurs, normalement distribuées.

Yt consiste en des séries mensuelles, de production industrielle (yt), de prix à la
consommation (pt), de taux d'intérêt (rt), de taux de change (et), d'agrégat monétaire (mt) ou
de crédit domestique (cdt), sur une période s'étalant de janvier 1995 à septembre 2004. Les
deux dernières variables sont incluses alternativement dans l'ensemble des variables
endogènes du fait du rôle joué par les ciblages quantitatifs dans la mise en place des stratégies
de politique monétaire de beaucoup de ces pays jusqu'à la fin des années 1990. Leur
introduction a permis de distinguer les chocs d'offre de monnaie de ceux de demande de
monnaie (ceci grâce à mt, l'agrégat monétaire M2), et de rendre explicite le canal du crédit
dans la transmission de la politique monétaire (à l'aide de cdt, l'agrégat de crédit domestique).
Le degré d'intégration des séries a été étudié au moyen des tests conventionnels de
Dickey-Fuller « augmenté » (1979) et de Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992). A
quelques rares exceptions, ils viennent souligner de manière peu surprenante la non-
stationnarité en niveau des variables explicatives. En outre, un grand nombre de séries
(d'agrégat monétaire et de crédit domestique, mais également de prix à la consommation et
dans certains cas, de production industrielle) présentent également une racine unitaire ou sont
faiblement stationnaires même en différences logarithmiques annualisées, ce qui souligne la
présence de processus intégrés d'ordre 2. Les séries de taux d'intérêt, enfin, sont pour la
plupart intégrées d'ordre 1 ou (très) faiblement stationnaires. La solution la plus couramment
retenue dans les recherches voisines (Creel et Levasseur, 2005) consiste à mettre en avant
l'existence de relations de cointégration à l'aide de tests de Johansen (1996), permettant alors

10 Il s'agit de : République Tchèque, Estonie, Hongrie, Lettonie, Lituanie, Pologne, Slovaquie, Slovénie

de mener des régressions en niveau valides. Ces tests standards révèlent systématiquement la présence d'au moins une relation de cointégration au seuil de 5 %. Néanmoins, un calcul récursif de la statistique de Johansen (Sephton et Larsen, 1991) et la correction du biais de petit échantillon (Barkoulas et Baum, 1997) réfutent ces conclusions, rejetant l'existence d'une relation de cointégration statistiquement robuste pour sept pays parmi les huit étudiés.

Par conséquent, ils choisissent d'effectuer les estimations sur un ensemble de variables stationnaires, et décident pour ce faire de retrancher à chaque variable en différence annualisée leurs tendances, calculées à l'aide d'un filtre de Hodrick-Prescott. La même procédure est appliquée aux taux d'intérêt en niveau. Ils ont pu alors procéder à des estimations fiables à partir de variables I(0), sans craindre des régressions fallacieuses.

Enfin, s'agissant des chocs, l'arbitrage s'effectue entre une identification récursive à la Cholesky et une factorisation structurelle davantage fondée au plan théorique, à l'image de celle employée par Kim et Roubini (2000). Cependant, ces derniers étudient les pays du G7 hors Etats-Unis sur une période allant de mi-1974 à fin-1992. Il leur à semblé alors très discutable d'utiliser leur modélisation, conçue pour des pays très développés et stables au plan macroéconomique, dans un contexte caractérisé par une période sensiblement plus courte, et des pays encore en phase de transition vers l'économie de marché et un environnement macroéconomique stabilisé. En d'autres termes, les hypothèses sous-jacentes semblent peu pertinentes dans le cadre des PECO. Ils ont préféré donc s'appuyer sur la décomposition usuelle de Cholesky, l'ordre suivant étant retenu pour les variables endogènes :

Proposé par Gunduz (2003) et repris par Creel et Levasseur (2005), cet ordre reflète des hypothèses traditionnelles s'agissant de l'impact de court terme des chocs monétaires sur la sphère réelle. En quelques mots, les chocs de taux d'intérêt, taux de change et de demande de monnaie n'atteignent pas immédiatement la sphère réelle, en raison de l'ajustement lent de la production yt et des prix pt.

Ils ont également déterminé le nombre adéquat de retards pour les variables endogènes.
La démarche courante dans la littérature consiste à utiliser les recommandations de critères
d'information, parfois d'un seul d'entre eux (Creel et Levasseur, 2005 ou Elbourne et de
Haan, 2006, ont recours au seul critère de Schwarz). Dans leur cas, les critères de Schwarz,
d'Hannan-Quinn et, de façon un peu moins catégorique, d'Akaike, suggéraient un retard de 1.
Economiquement, cela revient à supposer que l'économie revient presque
immédiatement à l'équilibre, ce qui peut sembler peu vraisemblable. Ils ont préféré donc

retenir un nombre de retards un peu plus élevés, permettant de faciliter l'obtention de la nonautocorrélation et de la normalité jointe des résidus pour chaque modèle VAR estimé. En accord avec le test du ratio de vraisemblance, qui recommandait toujours un retard supérieur à 1, ce nombre s'avère être systématiquement de deux ou trois, comme dans l'étude de Mojon et Peersman (2003) concernant les pays membres de la zone euro. Concernant le vecteur X_t,

ils ont repris à leur compte l'hypothèse de transmission immédiate des chocs exogènes à l'économie. Les variables exogènes entrent donc de façon contemporaine dans le modèle, c'est-à-dire sans retard.

Ils ont finalement pratiqué des tests conventionnels de rupture structurelle (test de Chow et test récursif sur les résidus), qui ont révélé certains problèmes de stabilité des estimations au seuil de 5%, concernant dans leur très grande majorité la période d'ensemble. Ils ont alors inclus avec parcimonie les variables muettes nécessaires au traitement de ces problèmes. Plusieurs résultats importants se dégagent de leur analyse.

En premier lieu, les problèmes de price puzzle¹¹ présents sur la période d'ensemble disparaissent lorsque les estimations sont effectuées sur des sous-périodes caractérisées par des régimes monétaires plus averses à l'inflation, comme c'est le cas pour la Pologne, la République Tchèque et la Slovaquie. Au contraire, il persiste et s'accompagne d'un exchange rate puzzle¹² pour la Hongrie. Ils montrent alors à l'instar de Castelnuovo et Surico (2006) que les price puzzles pourraient être avant tout liés à des régimes de politique monétaire « faibles». En second lieu, l'examen des réactions du produit et des prix aux chocs révèle un certain nombre de caractéristiques communes avec les pays membres de l'actuelle zone euro et plus généralement, les grands pays industrialisés. Ainsi, les réactions faibles, tant quantitativement que qualitativement, enregistrées face à un choc sur l'agrégat monétaire rapprochent leurs résultats de ceux obtenus par Sims (1992) sur les pays du G5. Ils étayent alors sur le cas des PECO la conclusion de ce dernier, qui souligne que les chocs sur M2 ne donnent lieu qu'à des réponses modestes et peut significatives, et ne sont donc pas vraiment interprétables dans un cadre ISLM/monétariste. Les réactions du taux d'intérêt à un choc de liquidité sont également de faible ampleur, mais sont en très grande majorité négatives, militant donc plutôt en faveur d'un (très) léger effet de liquidité. En outre, le produit répond pour la quasi-totalité des pays de la façon attendue à un choc positif sur le taux d'intérêt, c'est-à-dire par une décroissance temporaire, dans des proportions et avec des délais

11 Lorsque les chocs de politique monétaire sont identifiés comme des innovations dans les taux d'intérêt, ces innovations ou chocs positifs de taux d'intérêt conduisent plutôt à une augmentation des prix qu'à une diminution de ceux-ci (Sims, 1992)

12 Lorsqu'un choc positif sur le taux d'intérêt est associé plutôt à une dépréciation du taux de change (Grilli et Roubini, 1995 ou Sims, 1992) qu'à une appréciation de celui-ci (Eichenbaum et Evans, 1995).

comparables à ceux des pays de la zone euro. Il reste le cas des prix, dont les estimations des auteurs soulignent l'absence de réaction véritable à la contraction monétaire, à une ou deux exceptions. Il semble que cette dernière ne devrait pas être sur-interprétée comme une défaillance des mécanismes de transmission de la politique monétaire dans ces pays. Un certain nombre de raisons (rigidités nominales, impact sur l'offre de la politique monétaire...) peuvent être invoquées dans ce sens.

En l'état, les résultats constituent un faisceau de présomptions en faveur d'une certaine homogénéisation des mécanismes de transmission de la politique monétaire avec les standards des pays industrialisés.

Dans `'Transmission de la politique monétaire et régime de changes : une comparaison France-Allemagne-Etats-Unis», Catherine Bruno¹³ ( http://www.persee.fr), a analysé l'impact d'un choc monétaire sur le produit, le taux d'intérêt, les prix et les encaisses réelles en France, en Allemagne et aux Etats-Unis. Elle a utilisé un modèle structurel autorégressif qui comporte quatre variables : le produit (yt), le taux d'intérêt (it), la masse monétaire (m) et les encaisses réelles (e_r). Elle a estimé la représentation VAR structurelle suivante :

La matrice B(0) est égale à la matrice identité I et å est le vecteur des innovations.

13 Catherine Bruno, Transmission de la politique monétaire et régime de changes : une comparaison France-Allemagne-EtatsUnis. In : Revue de l'OFCE N°61, 1997. pp. 139-164.

Elle suppose que les innovations sont des combinaisons linéaires des chocs structurels affectant le système. Ceci revient à supposer qu'il existe une matrice S de plein rang de dimension (4,4) telle que :

Comme ? est une matrice symétrique de dimension (4,4), 10 éléments de la matrice S peuvent être identifiés à partir de l'équation précédente. Il est donc nécessaire d'introduire 6 contraintes supplémentaires pour que le modèle structurel soit juste identifié.

Au terme de cette étude, elle a abouti à la conclusion selon laquelle la politique monétaire en France et en Allemagne est plus efficace en changes flexibles qu'en changes fixes, ce qui est conforme aux prédictions stylisées du modèle de Mundell-Fleming. Par contre aux Etats-Unis, la politique monétaire est plus efficace en changes fixes qu'en changes flexibles.

Par contre, le profile de réponse du produit, des prix des encaisses réelles et du taux d'intérêt à un choc monétaire ne diffère pas sensiblement d'un régime de changes à l'autre en France, en Allemagne et aux Etats-Unis sur la période 1960-1994. Dans tous les pays, quel que soit le régime de changes, le taux d'intérêt nominal baisse suite à un choc monétaire expansionniste alors que les prix augmentent. Cependant, comme la hausse des prix est en valeur absolue inférieure à la baisse du taux d'intérêt nominal, le taux d'intérêt réel baisse en France en Allemagne et aux Etats-Unis.

De même, les encaisses réelles constituent un canal de transmission de la politique monétaire en Allemagne, aux Etats-Unis et en France ; car suite à un choc monétaire, les prix

augmentent relativement moins que l'agrégat monétaire en Allemagne et aux Etats-Unis. La lenteur d'ajustement des prix est en partie due à l'existence de rigidités nominales liées notamment à des coûts d'ajustement sur les prix. Par conséquent, les encaisses réelles augmentent entraînant un surcroît d'activité. Ce résultat confirme les travaux de recherche théoriques menés sur les fondements microéconomiques des modèles macroéconomiques d'inspiration keynésienne qui privilégient les mouvements des encaisses réelles comme canal de transmission de la politique monétaire (Blanchard, 1990).

Ainsi, les mécanismes de transmission du choc monétaire à l'activité réelle sont semblables en Allemagne, aux Etats-Unis et en France depuis l'instauration d'un régime de changes flexibles en 1973. Par contre, les impulsions monétaires dans ces trois pays ne comportent pas d'éléments communs quel que soit le régime de changes en vigueur.

Diagne et Doucouré (CRES) dans leur article sur `' Les canaux de transmission de la politique monétaire dans les pays de l'UEMOA» ont mis en évidence les disparités en terme d'effets de politiques monétaire au moyen d'un modèle VAR. Dans ce modèle, la variable instrument de la politique monétaire est le taux d'intérêt du marché monétaire de la BCEAO ; les variables-clés de la transmission monétaire sont l'agrégat monétaire, le crédit et le taux de change réel ; et les variables objectifs sont le PIB, l'investissement privé et le niveau général des prix.

Les variables retenues sont introduites dans l'ordre suivant : taux d'intérêt du marché monétaire, crédit à l'économie, masse monétaire (M2), taux d'inflation, taux de change réel, investissement privé et PIB réel. La période d'étude va de 1975 : 3 à 1996 : 4. Les estimations sont faites sur la base de données trimestrielles, ce qui permet d'avoir des séries couvrant une période significative du point de vue de l'analyse. Toutes les séries sont disponibles en valeurs trimestrielles, à l'exception du PIB réel et de l'investissement privé pour lesquels ils ont recouru à la technique de la « trimestrialisation », proposée par Goldstein et Khan (1976). Elle présente l'avantage d'avoir une marge d'erreur faible. Celle-ci est, selon les auteurs, inférieure à 2 %.

Les variations du taux d'intérêt directeur de la BCEAO, qui représente la variable instrument, ont deux sources des impulsions exogènes déclenchées par les autorités monétaires elle-même et des dynamiques endogènes à l'économie. C'est pourquoi ces auteurs ont recours à la modélisation VAR pour faire une distinction entre ces deux types de variation et la construction des chocs de politique monétaire.

Soit Yt le vecteur constitué des sept variables endogènes (k=7) représentant l'économie. Le modèle structurel d'une économie de l'UEMOA est spécifié comme suit :

Dans (1), les matrices Bj (j = 0, ..., p) sont de dimensions (k, k), les vecteurs Yt, et Et de dimensions (k, 1) et représentent respectivement les variables endogènes, un vecteur de constante et le vecteur des chocs structurels. Le système (1), communément appelé forme structurelle de la représentation VAR, est noté SVAR (Structural Vector Auto Regressive). Dans ce système, les variables Yt sont stationnaires, les perturbations Et des bruits blancs homoscédastiques, non corrélés et de loi N (0,Ik). Le modèle (1) peut se simplifier dans son écriture en utilisant un opérateur retard L défini par : LY_t = Yt- 1 ou plus généralement,

Pour obtenir un modèle VAR réduit, on multiplie de part et d'autre dans (1) par B0^-1. Le modèle réduit s'écrit sous la forme matricielle suivante :

Supposons que le modèle VAR structurel est identifiable, c'est-à-dire que la matrice B0 de l'équation (1) est inversible. L'estimation des paramètres se fait alors sur le modèle réduit (3).

Chacune des équations du modèle (3) est estimée par la méthode des moindres carrés ordinaires, indépendamment les unes des autres.

Ils se sont intéressés au problème du nombre de retards optimal dans l'estimation du modèle VAR. Dans la pratique, les critères d'Akaike (1979) et de Schwartz (1978) sont utilisés pour déterminer le nombre de retards p du modèle. Le retard p qui minimise ces critères est alors choisi. Il existe une troisième représentation du modèle structurel. Celle-ci consiste à écrire le SVAR sous forme de moyenne mobile infinie. On obtient alors les fonctions « impulsions-réponses ». Considérons le modèle structurel (1) :

alors la représentation moyenne mobile (VMA) est directement obtenue en inversant le modèle SVAR tel que :

Dans l'écriture ci-dessus, on suppose que le polynôme B(L) est inversible. Le système (8) est appelé représentation VMA du processus VAR. Sous cette forme, la matrice ø apparaît comme un "multiplicateur d'impact", c'est-à-dire que c'est au travers de cette matrice qu'un choc se répercute tout au long du processus Yt. Une variation à un instant t de åt affecte toutes les valeurs possibles de Yt, l'effet d'un choc (ou d'une innovation) est donc permanent et va en s'affaiblissant. Dans la pratique, l'analyse d'un choc consiste donc à mesurer l'impact d'une innovation sur les variables d'intérêt. Ainsi, le système (8) représente les fonctions de réponses à une impulsion aux chocs structurels.

Il convient de rappeler que ces auteurs ont utilisé un VAR réduit pour estimer les paramètres et éviter d'étudier les conditions d'identification qui sont très lourdes à établir (Sims, 1980). Ils ont surtout insisté sur l'ordre des variables qui n'est pas indifférent pour les simulations des chocs, étant donné que les interactions instantanées suivent un système récursif dans un modèle VAR. L'ordre retenu pour chacun des pays de l'Union est le suivant : le taux d'intérêt réel du marché monétaire, les crédits à l'économie, la masse monétaire M2, le taux de change réel, l'indice des prix, l'investissement privé et le PIB. L'hypothèse sousjacente à cet ordre est que la BCEAO fixe le taux d'intérêt en tenant compte de l'évolution simultanée de toutes les autres variables. Ceci n'est pas exact s'agissant du taux de change réel, les autorités monétaires, jusqu'à une date récente tout au moins, n'accordaient pas une

importance à une telle variable. La fonction de réaction du taux d'intérêt prend en compte toutes les variables contemporaines. Etant donné que les données utilisées sont trimestrielles, ce procédé est normal. Le taux d'intérêt n'a pas, en revanche, un effet instantané sur les autres variables. Des résultats auxquels ils aboutissent, on peut sortir deux conclusions :

La première porte sur les chocs qui sont différents selon les pays quant à leur amplitude initiale et à leur inertie. Les variables-clés de la transmission monétaire (agrégats monétaires et crédit, taux de change réel) et les variables objectifs (PIB, investissement privé et niveau des prix) sont affectées de façon significative à la suite d'un choc sur le taux d'intérêt réel dans tous les pays de l'Union. De même, un choc sur la masse monétaire ou sur le crédit a un impact effectif sur le taux de change réel et les variables objectifs d'un pays à un autre. En somme, le canal de monnaie et le canal du crédit bancaire coexistent. Mais ce dernier a des effets plus importants sur les variables cibles que le canal de monnaie.

D'après la seconde conclusion, la simulation d'innovations monétaires montre que la politique monétaire provoque des effets différenciés d'un pays à un autre, quel que soit l'instrument utilisé. Même si l'évolution des variables économiques est semblable dans la plupart des pays, l'ampleur des impacts diffère.

Cornel OROS¹⁴ dans son papier sur `' Mécanismes de transmission de la politique monétaire en Roumanie» a aussi utilisé une modélisation de type VAR pour rendre compte de l'importance des trois canaux de transmission que sont le taux d'intérêt, le taux de change et le crédit domestique dans l'économie roumaine.

où Yt représente le vecteur des variables endogènes, Xt celui des variables exogènes etå_t_?le vecteur des erreurs normalement distribuées.

Le vecteur des variables endogènes (Yt) est constitué de l'indice de production industrielle (yt), de l'indice des prix à la consommation (pt), du taux d'intérêt nominal du marché monétaire (it), du taux de change nominal (et) et du crédit domestique (cdt). L'ordre de ces variables est le suivant :

14 Université de Poitiers, Laboratoire CRIEF/MOFIB - Faculté de Sciences Economiques de Poitiers. 93 avenue du Recteur Pineau - 86022 Poitiers Cedex

Le vecteur des variables exogènes (Xt) est composé des indices de production industrielle (yt ^UE) et des prix à la consommation (pt ^UE) pour l'Union Européenne à 25 et du taux d'intérêt nominal du marché monétaire pour la zone euro (it euro).

Les chocs structurels seront identifiés en utilisant la méthode de Cholesky¹⁵. L'ordre des variables endogènes qui conditionne les mécanismes d'identification des chocs est celui décrit par l'équation (2) et correspond à celui utilisé par Gunduz (2003) et Creel et Levasseur (2006). En faisant la distinction entre les variables réelles (production industrielle et prix) et monétaires (taux d'intérêt, taux de change et crédit domestique), la structure du vecteur endogène signifie implicitement que la sphère réelle n'est influencée qu'avec retard par les chocs sur les variables monétaires, tandis que celles-ci répondent simultanément aux chocs sur la production et les prix.

L'estimation a été réalisée à partir des données mensuelles portant sur des périodes correspondant à des régimes monétaires stables. La première estimation commence en 1998 qui représente la première année de fonctionnement du régime de flottement contrôlé adopté en 19975, tandis que la deuxième estimation est entamée avec l'année 2000. Les deux estimations vont jusqu'à l'année 2007.

Les données ont été désaisonnalisées et exprimées en logarithme (sauf le taux d'intérêt). L'ordre d'intégration des séries a été étudié par l'intermédiaire du test ADF ce qui a permis de constater que les variables sont intégrées d'ordre 1. Les tests de cointégration de Johansen indiquent l'existence de plusieurs relations de cointégration entre les variables endogènes. Par conséquent, à l'instar de Sims et all (1990) ou Coudert et Mojon (1997), il a choisi de mener les estimations sur les variables en niveau.

Afin d'établir le nombre optimal de retards il a eu recours principalement aux critères d'information d'Akaike et de Schwartz. En cas d'indications divergentes, ces critères ont été épaulés par le test de ratio de vraisemblance. Ces tests lui ont permis de retenir un nombre de retards égal à 2. Les résultats auxquels il a aboutit sont les suivants :

Sur la période d'ensemble, 1998-2007, les résultats se distinguent par l'existence des puzzles de production industrielle, de prix et de taux de change. Ils révèlent les incohérences dans le fonctionnement du taux d'intérêt en tant que mécanisme de transmission de la

15 Une alternative à cette méthode serait l'application d'une technique structurelle suggérée par Bernanke (1986) et appliquée entre autres par Sims et Zha (1998), Kim et Roubini (2000), Persman et Smets (2003). En permettant l'existence d'interactions simultanées entre les variables monétaires, cette technique suppose que la réaction immédiate du taux d'intérêt concerne les chocs de taux de change et de crédit domestique et non pas les chocs réels (chocs de production et de prix). L'utilisation de cette méthode ne change pas qualitativement les résultats par rapport à la technique de Cholesky.

politique monétaire dans un environnement économique et financier particulièrement instable structurellement.

En revanche, ces phénomènes contraires aux attentes théoriques disparaissent lors des estimations sur la période 2000-2007 qui se caractérise par une stabilité structurelle nettement améliorée traduisant les avancées considérables réalisées par la Roumanie dans le processus de réforme. Par conséquent, le taux d'intérêt devient fiable en tant que mécanisme de transmission de la politique monétaire. De plus, l'importance relative du taux d'intérêt à la fois comme vecteur de transmission de la politique monétaire et comme amortisseur des chocs réels s'est renforcée dans la période 2000-2007 tandis que, durant cette période, l'influence exercée par le taux de change et le crédit domestique sur les variables réelles est amoindrie par rapport à la période d'ensemble.

Il a pu donc conclure que, parallèlement à l'assainissement de l'environnement macroéconomique et financier, les mécanismes de transmission de la politique monétaire roumaine se rapprochent de ceux existant dans les pays de la zone euro.

CHAPITRE II

La politique monétaire dans l'UEMOA

SECTION 1 : Historique de la politique monétaire dans l'UEMOA

Dans cette section, nous allons présenter le bilan de la politique monétaire dans l'UEMOA. Il s'agit pour nous d'exposer la manière dont la politique monétaire a été menée depuis 1963. La première partie est consacrée à la caractéristique monétaire de l'UEMOA, la deuxième parle de l'évolution de la politique monétaire, et la dernière partie décrit le comportement des autres indicateurs de politique économique dans l'union.

1-1 : Caractéristique monétaire de l'UEMOA

L'appartenance à une union monétaire intégrale depuis plus de 50 ans constitue une source majeure de convergence des effets de la transmission monétaire dans les pays de l'UEMOA. Cette union est définie par un ensemble d'arrangements institutionnels qui déterminent entièrement la politique monétaire appliquée dans les différents pays membres. Les caractéristiques principales de cette union monétaire sont les suivantes¹⁶ :

- la parité entre le franc CFA et l'Euro (via le franc français) est fixe - mais ajustable - afin de prévenir l'inflation ;

- les avances de la BCEAO aux Trésors nationaux sont limitées à 20 % des recettes fiscales de la dernière année ;

- les réserves en devises étrangères sont centralisées par la BCEAO, chaque pays membre étant tenu de céder à celle-ci jusqu'à 65 % de ses devises étrangères ;

- les réserves de change de la BCEAO sont déposées dans un compte d'opérations ouvert auprès du Trésor français ;

- le Trésor français s'engage à mettre à la disposition de la BCEAO les quantités de devises dont elle aurait besoin en cas de difficulté ;

- en contrepartie de la garantie accordée au franc CFA, la France est membre du Conseil d'Administration et du Conseil des Ministres, les deux instances qui définissent la politique de la BCEAO. Chaque pays membre a une voix dans chacune de ces deux instances.

Bien que ces arrangements institutionnels soient demeurés immuables, des réformes ont néanmoins été introduites afin d'adapter la politique monétaire à un contexte sans cesse changeant. La mise en oeuvre de la politique monétaire a été source de différences avec le temps bien que celle-ci soit commune aux huit pays membre de l'union.

Depuis 1963, la politique monétaire dans les pays de l'UEMOA n'a cessé d'évoluer. Ainsi, on peut distinguer trois périodes au cours de l'évolution de la politique monétaire appliquée par la BCEAO :

La première, qui prend fin en 1973, est caractérisée par la poursuite de bonnes performances économiques, un contrôle très étroit de l'Institut d'Emission par une direction française et une politique monétaire orthodoxe dont le principal objectif est la préservation de la valeur interne et externe de la monnaie. Le Conseil d'Administration (CA) décide des politiques de monnaie et de crédit en déterminant notamment les plafonds de réescompte et les autres facilités de crédit que la BCEAO peut accorder aux banques et aux Trésors nationaux. C'est au Comité monétaire national, créé dans chaque pays membre, de mettre en application les décisions prises par le CA, en particulier de répartir les concours globaux entre l'économie et le Trésor national. Cette prérogative peut être une source de différenciation des effets de la politique monétaire si certains pays recourent moins que d'autres au financement monétaire de leur déficit budgétaire, du fait de la bonne santé de leurs finances publiques.

Comme l'écrit Honohan (1990 : 10), le refinancement de la Banque Centrale dans un pays provoquera un accroissement du crédit bancaire dans ce pays et non dans les autres pays. Ceci permet à la Banque Centrale de poursuivre des objectifs de crédit indépendants pour chaque pays membre.

La deuxième période, qui part de 1975 à 1989, est marquée par la première réforme d'après indépendance (1973-75) et le transfert à Dakar (Sénégal) du siège de l'Institut d'Emission (1978). Elle est clôturée par la deuxième réforme intervenue en 1989. La première réforme a redéfini les objectifs de la politique monétaire. Désormais, on a par ordre de priorité, la monnaie au service du développement, la promotion et la mobilisation de l'épargne et la stabilité monétaire. L'africanisation complète de la gestion de l'Institut d'Emission est intervenue au cours des années 1970 et 1980. On enregistre aussi la forte montée et la chute

des cours des produits de base, la généralisation d'une crise profonde des économies et des systèmes bancaires des pays de l'Union et la mise en oeuvre, par tous les pays membres, de programmes d'ajustement structurel conclus avec la Banque mondiale et le FMI.

Lorsque les cours des matières premières ont brutalement augmenté entre 1974 et 1978, les rentrées de devises ont connu une forte pression haussière dans certains pays. La Côte d'Ivoire a dû mettre en oeuvre une politique de stérilisation de ses réserves pour contenir les pressions inflationnistes. Lorsque les cours ont chuté, les Trésors nationaux ont été confrontés à d'importants déficits. Les Comités monétaires nationaux de Crédit ont alors changé radicalement de politique. Certains Trésors nationaux absorbent désormais une part maximale des concours globaux, tandis que certains pays - Bénin et Niger - sont dispensés du respect de la limite des 20 % fixée aux avances de la BCEAO aux Trésors nationaux.

Le recours inégal au financement monétaire indirect des déficits budgétaires des pays de l'union constitue une autre source de différenciation (Stasavage, 1997). Les Trésors nationaux ont contourné la règle des avances inférieures ou égales à 20 % des recettes fiscales à travers les crédits des banques commerciales et de développement aux entreprises publiques qui accumulaient elles-mêmes des créances sur leurs Etats respectifs. La BCEAO a refinancé à son tour une grande partie de ces créances bancaires à des taux préférentiels et avec diverses facilités de remboursement. La Côte d'Ivoire, le Bénin et le Sénégal ont le plus bénéficié de cette modalité de financement. Lorsque les systèmes bancaires ont été restructurés dans les différents pays, les dettes dues à la BCEAO par les banques liquidées ont été reprises par les gouvernements sous forme de crédits consolidés à des taux fortement subventionnés (3%).

Cette situation a entraîné des effets différenciés dans les pays membres. Parmi ces effets, citons les avances aux Trésors nationaux qui ont alimenté une création monétaire excessive dans certains pays membres ou encore la répartition des droits de seigneuriage favorisant les pays les plus endettés auprès de la BCEAO, mais aussi les plus importants du point de vue économique.

La réforme de 1989 qui inaugure la troisième période, a consacré un réaménagement complet du dispositif de gestion de la monnaie et du crédit. Appliqué progressivement depuis octobre 1989, ce nouveau dispositif s'articule autour de trois principales exigences qui sont :

-la réduction du rôle de la monnaie centrale au profit d'une mobilisation accrue de l'épargne intérieure,

- l'abandon graduel des mécanismes administratifs au profit de moyens d'action plus simples et plus incitatifs, et enfin,

- le renforcement de la surveillance bancaire avec notamment l'institution d'une structure supranationale de contrôle, la Commission bancaire de l'UEMOA.

C'est à partir d'octobre 1993 que les autorités monétaires ont décidé l'application du nouveau dispositif de gestion monétaire qui marque l'abandon total, par la Banque Centrale, des instruments de contrôle administratif. Désormais, on met en oeuvre les mécanismes de marché qui comportent trois volets : le marché monétaire par adjudications d'enchères régionales, le système des réserves obligatoires, le régime des accords de classement. Face à l'accentuation de la crise économique dans tous les pays membres, les politiques mises en oeuvre sont passées d'un ajustement réel à un ajustement monétaire. La dévaluation du franc CFA en 1994 est l'événement majeur de la troisième période tant la fixité du taux de change du franc CFA par rapport au franc français semblait être un trait institutionnel de la Zone Franc et de l'UEMOA.

La mise en oeuvre du nouveau dispositif monétaire continue de se heurter à l'absence de coordination des politiques budgétaires. Les concours à l'Etat sont demeurés à des niveaux élevés. Mais la situation varie d'un pays à un autre. L'analyse par pays révèle que l'essentiel de la dégradation de la position nette des Gouvernements est imputable aux Etats ivoirien et togolais, tandis que l'Etat béninois s'est fortement désendetté et que l'Etat sénégalais a encore amélioré sa position. Le Bénin et le Mali ont, quant à eux, une position nette créditrice à l'égard du secteur bancaire. Leurs partenaires ivoirien, nigérien, togolais et, dans une moindre mesure, sénégalais restent très endettés auprès du système bancaire. Par exemple, l'encours de la dette ivoirienne vis à vis de ce dernier est équivalent à sept mois des recettes fiscales en 1998 (Rapport annuel de la Zone Franc, 1998 : 107). Dans les pays à déficit budgétaire élevé, on a fait reposer sur la politique monétaire un poids excessif en matière d'ajustement au cours des dernières années. En revanche, dans les pays qui ont pu maintenir une position créditrice auprès du système bancaire, le financement de l'économie peut aller au-delà du concours global prévu par l'Institut d'Emission.

1-3 : Evolution des autres indicateurs de politique économiques

1-3-1 : Evolution de l'inflation

Les pays de l'UEMOA ont des taux d'inflation plus faibles que ceux des pays africains non membres de la Zone Franc ou à d'autres groupes de pays en développement. Au

cours des années 1960-1974¹⁷, la moyenne annuelle de l'inflation a été de 4,7 %. Elle a quasiment doublé pendant la deuxième période (1975-1989). Cependant, à l'intérieur de l'Union, il existe des différentiels d'inflation malgré l'application d'une politique monétaire commune.

Au cours des années 1975-1989, on a assisté à une variabilité plus importante de ces taux comparativement à la période 1960-1974. La Côte d'Ivoire, le Mali et le Sénégal se situent dans la moyenne supérieure avec respectivement des taux de 9,7 % ; 8,1 % et 8,4 %. Pour le Bénin, le Niger et le Togo, la hausse de leurs prix, en moyenne annuelle est chiffrée, respectivement à 6,3% ; 7,6 % et 7,3 %. La déflation des années 1990-1993, qui s'est fait sentir dans tous les pays de l'Union, n'a pas eu la même ampleur d'un pays membre à un autre. La baisse des prix a été de l'ordre de 3,5 % au Niger, tandis qu'au Mali on a connu une hausse de 2,4 % en moyenne annuelle. Au cours des années qui ont suivi la dévaluation du franc CFA, les pays ont réagi différemment à ce changement de parité. En 1994, si le Togo, le Niger, le Mali et le Bénin ont connu les hausses les plus fortes (respectivement 38 % ; 36 % et 34,5 %), le Sénégal, la Côte d'Ivoire et le Burkina Faso ont enregistré des taux d'inflation plus modérés (respectivement 32 %, 26 % et 25 %), en moyenne annuelle. Pour 1994 et 1995, le Togo a connu la hausse la plus importante avec 14,3 %, il est suivi du Niger (12 %), du

La variabilité des taux d'inflation dans le cours terme au sein de l'Union peut avoir plusieurs origines qui sont elles-mêmes sources de divergences des effets de la politique monétaire (UEMOA, 2000). Nous en retenons deux. En premier lieu, les conjonctures économiques des membres de l'UEMOA sont différenciées. Ces pays dépendent principalement de l'exportation d'un nombre limité de produits de base qui varient d'un exportateur à un autre du point de vue de leur importance relative ou de leur nature. Ces produits, principale source de recettes pour les budgets des Etats membres, ont connu une évolution de leurs cours. Celle-ci, caractérisée par une grande volatilité, a deux effets

(Boccara et Devarajan, 1993). Le premier est une hausse qui entraîne une augmentation des dépenses publiques qui se poursuivra bien après le retournement de conjoncture provoqué par la chute de ces mêmes cours. Le second, d'ordre monétaire, consiste en un afflux de devises difficile à geler lorsque les réserves de change sont mises en commun, le taux de change est

17 Les calculs sont faits par le CRES à partir des données de la BCEAO, World Bank, World Tables (1994), I.F.S (1998), OCEDE (98)

maintenu fixe, et la liberté des mouvements de capitaux garantie entre pays membres de l'Union et les autres pays de la Zone Franc. Une augmentation de la masse monétaire suivra toujours la montée des cours des produits de base.

Au total, l'accroissement des dépenses publiques, des revenus des producteurs des biens primaires exportés et des intermédiaires intervenant dans leur commercialisation, provoque une hausse des prix des biens non échangeables, ce qui pousse à l'accroissement des prix. Les conjonctures étant différentes et l'importance relative des biens non échangeables variant d'un pays à un autre, les taux d'inflation diffèrent aussi d'un pays à un autre. En ce qui concerne le second exemple d'origine, on retiendra qu'en dépit d'une longue période de politique monétaire commune, la mobilité des facteurs de production, notamment celle de la main d'oeuvre est encore limitée, même si elle existe dans une certaine mesure entre le Mali, le Burkina Faso et la Côte d'Ivoire. Cette faible mobilité rend les conjonctures peu synchrones, et donc, accroît la probabilité que la politique monétaire ait des effets différenciés dans les différents pays membres.

1-3-2 : Evolution du système financier

L'appartenance à une même union monétaire où la politique de la monnaie et du crédit ainsi que la réglementation bancaire sont les mêmes, devrait rapprocher considérablement les structures bancaires des différents pays. En d'autres termes, les systèmes bancaires devraient être homogènes, afin de garantir des réactions analogues à d'éventuels chocs. Le fait que tous les systèmes bancaires nationaux soient entrés en crise dans la même période tendrait à conforter cette hypothèse. Autrement, une même politique appliquée à tous les pays aurait des conséquences différenciées d'un pays à un autre et ne serait pas, par conséquent, appropriée pour faire face à des situations dissemblables. Les systèmes financiers nationaux dans l'Union présentent des caractéristiques communes qui ne sauraient cacher cependant les différences.

Tout d'abord, les banques commerciales y prédominent. En effet, leur part dans le capital social global a régulièrement augmenté au fur et à mesure de l'effritement de la part des banques de développement. L'évolution d'ensemble masque pourtant une diversité des situations nationales. Au Burkina et au Niger, la part des banques de développement dans le capital bancaire a été prépondérante dans les années 1960-1974. Au cours de la même période, elle n'a été que de 39 % ; 25 % et 33 % respectivement au Sénégal, en Côte d'Ivoire et au Togo. Pendant les années 1980-1990, à la suite des opérations de restructuration bancaire, la plupart des banques de développement ont disparu. Leur part dans le capital social n'est plus que de 20 % au Togo, 16 % au Burkina Faso et 4 % en Côte d'Ivoire

Ensuite, l'examen de la composition du capital social fait apparaître des tendances communes et une diversité de situations. Les changements majeurs intervenus dans la politique économique des Etats membres, notamment le passage d'un interventionnisme poussé au désengagement de l'Etat dans le cadre de l'ajustement structurel, ont augmenté la part du secteur privé dans le capital social. Cette évolution a profité en plus grande part à l'actionnariat étranger (UEMOA, 2000).

Une troisième caractéristique de l'UEMOA est le faible nombre d'institutions financières implantées. Peut-on alors prétendre que l'ensemble de ses membres connaît aussi un développement financier insuffisant ? Sous cet angle, on constate une forte disparité d'un pays à un autre. Ainsi au cours des années 1990, la Côte d'Ivoire a la plus forte couverture bancaire avec 5 % de la population titulaire d'un compte, tandis qu'au Togo et au Sénégal, le taux varie entre 0,16% et 3,69%. Dans les autres pays, il demeure inférieur à 2 % (UEMOA,

2000). De plus, l'activité bancaire est toujours marquée par une forte concentration. En 1975, dans tous les pays de l'Union, à l'exception du Bénin¹⁸ où deux banques octroyaient la totalité des crédits, la distribution des crédits était assurée par plus de cinq banques. Quinze années plus tard, une seule banque distribue plus de 40 % du crédit au Bénin et au Togo, alors que dans les autres pays 70 % sont imputables aux trois premières banques.

Enfin, l'intensité de la transmission de la politique monétaire dépend, dans une large mesure, de la vitesse et de l'ampleur avec lesquelles les taux directeurs de la BCEAO sont répercutés sur les taux débiteurs et créditeurs appliqués aux agents non financiers. C'est pourquoi on doit se demander si les banques, principales institutions financières dans l'Union, appliquent à ces derniers le même coût de l'intermédiation financière. Ce dernier se décompose en frais d'exploitation, charges nettes (comprenant essentiellement les provisions nettes pour créances douteuses et les charges d'amortissement) et impôts sur les bénéfices nets. Les emprunteurs paient ces coûts et naturellement plus les coûts sont élevés, moins le système bancaire est performant. Les coûts de l'intermédiation rapportés à l'actif total sur la période 1988-94 sont restés à un niveau relativement faible (UEMOA, 2000). Les systèmes bancaires n'imputent pas à leurs emprunteurs la même charge. L'intermédiation coûte plus chère au Burkina, au Mali et au Togo où le taux varie entre 4,9 % et 5,4 %, le Bénin et le Niger ont les charges les plus faibles.

18 .La situation a changé cependant ces dernières années pour le Bénin où de nombreuses banques se sont implantées.

1-3-3 : Evolution des taux d'intérêt et des taux de changes réels

Les taux d'intérêt créditeurs ont été fixés par la BCEAO jusqu'à la réforme de 1989. A partir de cette date, les institutions bancaires sont libres de fixer le niveau de la rémunération, lorsque les dépôts dépassent un montant fixé à 2.000.000 FCFA. Quant aux taux d'intérêt débiteurs, on vient de montrer que les banques ne répercutent pas de façon uniforme les taux directeurs de la BCEAO. Compte tenu de la variabilité des taux d'inflation, on a aussi une grande volatilité des taux d'intérêts réels entraînant automatiquement une variation, du revenu des agents, proportionnelle à leurs différents stocks d'actifs et de dettes. Les intérêts reçus ou versés par ces ménages en sont modifiés. D'un pays à l'autre, les agents ne présentent pas la même structure d'endettement vis-à-vis des institutions financières, ni la même répartition de leur patrimoine entre actifs réels et actifs financiers et, pour ces derniers, entre monnaie centrale et dépôts à vue d'une part, et dépôts à terme et titres d'autre part. Par ailleurs, les variations des taux d'intérêt provoquent celles de la valeur du patrimoine des agents détenu en titres. Ceci génère alors des effets de richesse qui s'ajoutent aux effets de revenus. En raison du faible niveau de bancarisation dans les pays membres de l'Union, on peut considérer que le jeu de ces effets sera limité et donc ne constitue pas une source majeure de différenciation.

La variabilité des taux d'inflation a pour conséquence directe une grande diversité des taux de change réels ; celle-ci est renforcée par le fait que les pays membres n'exportent pas les mêmes produits de base et diversifient de plus en plus leurs importations. Il en résulte une variabilité des taux de change effectifs nominaux et, par conséquent, des taux de change réels.

SECTION 2 : Fonctionnement du mécanisme de transmission monétaire dans l'UEMOA

Dans cette section, nous allons exposer les éléments théoriques sur le fonctionnement des mécanismes de transmission d'une part, et d'autre part décrire les canaux de transmission de la politique monétaire au sein de l'UEMOA. Enfin, nous décrirons comment fonctionne les mécanismes de transmission monétaire tels que le conçoit la littérature existante à ce propos.

2-1 : Les éléments théoriques

Sur le plan théorique, le fonctionnement du mécanisme de transmission de la politique monétaire suit un schéma de base qui se traduit par : les instruments qui conduisent aux objectifs intermédiaires ou cibles, qui conduisent à leur tour aux objectifs finals. Ce schéma de base montre les liens spécifiques par lesquels les impulsions de la politique monétaire se répercutent sur l'activité économique et, plus particulièrement, sur le niveau des prix. Il s'agit ici de décrire comment les modifications de taux d'intérêt directeurs décidées par les autorités monétaires affectent l'ensemble du secteur financier et du secteur réel de l'économie.

Les banques centrales essayent de percevoir au mieux l'environnement, c'est-à-dire tous les signes annonçant l'émergence de tensions à venir, afin de prendre des mesures avant la survenance de ces tensions dans l'économie. Mais elles savent qu'il faut un certain délai avant que les effets des actions monétaires ne se fassent ressentir. Elles s'interrogent par conséquent sur les délais de réaction mais aussi sur leur ampleur. L'ajustement de l'économie ne s'effectue pas de manière instantanée. D'un point de vue théorique, il s'agit de s'interroger sur l'intégration de la monnaie.

Pour les monétaristes, l'action des autorités monétaires modifie les prix relatifs (actifs monétaires, financiers et réels) ensuite la consommation et l'investissement. Nous sommes dans le cadre des relations réelles de court terme avec transmission par les prix. A long terme, la politique monétaire n'a aucune influence sur l'activité réelle. Les prix relatifs des actifs diffusent les actions des autorités. Le modèle IS/LM de base développe une transmission par le taux d'intérêt réel. La courbe décroissante IS décrit l'équilibre sur le marché des biens, avec le couple production - taux d'intérêt tandis que la courbe croissante LM, l'équilibre sur le

marché de la monnaie. L'équilibre macroéconomique est donné par le couple production et taux d'intérêt assurant simultanément l'équilibre sur les deux marchés. La transmission de la politique monétaire va donc passer par le taux. Le mécanisme retenu se traduit par des ajustements de portefeuille des agents, c'est-à-dire des ajustements entre monnaie et titres financiers (les crédits bancaires sont considérés comme de parfaits substituts aux titres). Cet ajustement va provoquer une modification de l'ensemble des taux d'intérêt.

Ainsi, le taux de rendement du capital physique (le coût du capital) varie et les entreprises sont incitées à le renouveler, d'où une stimulation du secteur des biens de production avec diffusion à l'ensemble de l'économie. Dans le cadre d'une politique monétaire expansionniste, le taux d'intérêt baissera ; il y a donc une réduction du coût du capital, une croissance des dépenses d'investissement et, avec le mécanisme du multiplicateur d'investissement, un accroissement de la demande globale et de la production. Dans ce modèle, seule la courbe LM évolue puisque le taux d'intérêt influence la demande de monnaie pour le biais du motif de spéculation. L'augmentation de l'offre de monnaie entraîne une baisse du taux et une croissance de la production.

Certains théoriciens sortent du cadre de l'information symétrique et développent une analyse des canaux dans le cadre d'informations asymétriques sur les marchés des capitaux et des crédits. Les imperfections sur les marchés propagent et amplifient les effets des prix relatifs.

Sur les marchés, les phénomènes d'anti-sélection (l'une des parties a plus d'informations que l'autre, le risque du prêteur va donc s'élever) ou d'aléa moral (risque pour le prêteur sur l'engagement temporel de l'emprunteur) conduisent les banques à rationner les crédits (le canal du crédit). La littérature théorique identifie trois canaux essentiels de la politique monétaire : le canal du taux d'intérêt, le canal du crédit et le canal des prix d'autres actifs¹⁹.

19 F. S. Mishkin (1996), « Les canaux de transmission monétaire : leçons pour la politique monétaire », Bulletin de la Banque de France, mars. C. Bordes, « La politique monétaire » chapitre II de « Politique économique » ellipse.

2-2-1 : Le canal du taux d'intérêt

Les effets des modifications de taux d'intérêt directeurs sont généralement étudiés dans le cadre d'une analyse des comportements de dépenses des agents (ménages, entreprises et Etat). Dans une perspective de court terme et en supposant une baisse non anticipée des taux d'intérêt, trois effets peuvent être mis en évidence sur les comportements de dépenses des ménages :

En ce qui concerne les effets sur l'investissement, une baisse de taux entraîne un coût d'usage du capital plus faible et donc une augmentation de la profitabilité de la production et une offre supérieure de biens ; une substitution du capital au travail. Ces deux effets impliquent une hausse de l'investissement.

2-2-2 : Le Canal du crédit20

Dans le cadre du canal du taux (ou canal monétaire), le rôle des banques se limite à la création de monnaie. L'offre de monnaie est proportionnelle à la base monétaire. Les variations de taux entraînent des substitutions au sein des portefeuilles d'actifs (monnaie et titres) détenus par les agents non financiers. Ainsi, les interventions de politique monétaire modifient les conditions monétaires et s'observent par l'intermédiaire du passif du bilan des banques. L'actif du bilan des banques n'intervient pas dans l'analyse. Il n'existe d'ailleurs pas de différences entre les titres et les crédits pour le financement de l'activité économique.

En revanche, dans le cadre du canal strict du crédit, les banques jouent un rôle déterminant dans le processus de financement par l'intermédiaire de l'octroi de crédits. Désormais, le système bancaire n'est plus neutre dans la transmission de la politique monétaire. L'actif et le passif du bilan des banques doivent être considérés de façon symétrique.

En cas de durcissement de la politique monétaire, les banques vont ajuster leurs conditions débitrices : augmentation du taux des nouveaux crédits et/ou une diminution des crédits offerts. De plus, les crédits bancaires ne sont pas parfaitement substituables aux émissions de titres pour financer les projets d'investissement. Cette substituabilité imparfaite résulte des imperfections constatées sur le marché du crédit. En effet, les emprunteurs disposent d'une meilleure information que les prêteurs sur les caractéristiques de leurs projets d'investissement et sur leurs situations financières (asymétrie d'information). Les prêts bancaires sont considérés comme spécifiques puisqu'ils constituent la principale source de financement en cas d'asymétrie d'informations. Les agents économiques les plus fréquemment touchés sont les ménages et les petites et moyennes entreprises.

Le canal strict du crédit met en avant l'offre de crédit des banques au lieu de la demande de monnaie des agents non financiers (canal monétaire). La transmission à la sphère réelle s'opère par les variations de l'offre de crédit. L'action monétaire aura des effets sur les décisions d'investissement.

La littérature a également développé le canal large du crédit (ou canal du bilan). Elle repose sur le fait que tous les financements externes sont des substituts imparfaits au

20 Bulletin de la Banque de France, F. Rosenwald (1995), « L'influence de la sphère financière sur la sphère réelle : les canaux du crédit », 1er trimestre, supplément Etudes. Bulletin de la Banque de France, L. Clerc (2001), « Le cycle du crédit, une revue de la littérature : intermédiation, prime de financement externe et politique monétaire », n°94, octobre. N. Payelle (1994), « Le canal du crédit dans les mécanismes de transmission de la politique monétaire en France », GDR Monnaie et Financement.

financement interne. Elle développe l'hypothèse d'imperfections sur le marché des crédits et, plus généralement, sur les marchés des capitaux en raison des coûts de transaction, des coûts d'acquisition de l'information et des problèmes d'asymétrie de l'information. L'existence de ces imperfections pèse sur les structures financières des entreprises, sur leurs possibilités et décisions de financement et sur leurs comportements de stockage. Généralement, le financement externe est plus cher que le financement interne. Cet écart de coût décroît avec la richesse nette de l'emprunteur (ressources internes et celles admises en garantie). Un choc affectant la richesse nette de l'emprunteur augmente le coût du financement externe et pèse donc sur ses décisions (dépenses d'équipement, de personnel). La généralisation du choc global à l'ensemble des entreprises déclenche un mécanisme de propagation des cycles (accélérateur financier²¹).

2-2-3 : Les autres canaux de transmission

L'étude des canaux peut être complétée par d'autres développements sur les prix de différents actifs (devises et actions) et sur les effets d'annonce. Les monétaristes examinent les mécanismes de transmission dans lesquels les prix relatifs d'autres actifs et la richesse réelle transmettent des effets monétaires dans l'économie.

Il joue un rôle non négligeable dans le cadre de l'internationalisation croissante des économies. Dans un régime de change flexible, les variations des taux directeurs sont susceptibles d'induire des fluctuations des taux de change. En agissant sur les prix et la compétitivité des entreprises nationales, cette modification de change exerce alors un impact sur l'économie réelle. Toutes choses égales par ailleurs, une baisse des taux entraîne une dépréciation du cours de la monnaie, ce qui stimule les exportations nettes et la production nationale. Cet effet ne se fait ressentir qu'au bout de quelques années. La diminution des taux rend la monnaie nationale moins attractive et provoque une sortie de capitaux. La dépréciation augmente le prix des produits importés et améliore le commerce extérieur en volume.

L'efficacité de ce canal dépend aussi du degré d'ouverture des économies au commerce international. Les effets du taux de change sont moins importants pour une grande zone

21 L'accélérateur financier représente des mécanismes amplificateurs des cycles qui proviennent de la présence d'imperfections financières.

monétaire relativement fermée telle que la zone euro que pour une petite économie largement ouverte.

Ce canal s'exerce par l'intermédiaire de la théorie de l'investissement de Tobin (1969)²² et par les effets de richesse sur la consommation.

D'après l'approche du ratio « q » de Tobin, la politique monétaire affecte l'économie par le biais de ses effets sur la valorisation des actions. Une politique monétaire expansionniste (baisse des taux directeurs) entraîne une hausse du cours des actions (valeur actualisée) ce qui conduit à une augmentation du coefficient q et donc des dépenses d'investissement et donc de la croissance de la production. Le coefficient « q » se définit comme le rapport entre la valeur boursière des entreprises et le coût de renouvellement du capital. Un ratio élevé signifie que la valeur boursière est élevée par rapport au coût de renouvellement et les nouveaux investissements productifs sont donc peu onéreux par rapport à la valeur boursière. Les entreprises peuvent ainsi émettre des actions et en obtenir un prix élevé. Ainsi, les dépenses d'investissement augmentent puisque les entreprises peuvent acquérir de nombreux biens d'équipement en émettant peu d'actions nouvelles. Dans le cas inverse, quand le coefficient « q » est faible, les entreprises réalisent peu de dépenses d'investissement.

Un autre canal de transmission du cours des actions agit par le biais des effets de richesse sur la consommation. Ce canal a été mis en évidence par F. Modigliani²³ dans son modèle MPS. Les actions constituent une composante majeure du patrimoine financier. Ainsi, l'augmentation de leur cours accroît ce patrimoine, donc les ressources globales des consommateurs pendant leur durée de vie s'accroissent, ce qui entraîne une augmentation de la consommation et donc de la production.

D'après une étude de la BCE, l'ampleur de l'incidence sur la consommation dépend de trois facteurs : l'ampleur de l'exposition directe ou indirecte des ménages aux risques liés à la détention d'actions par rapport à leur revenu disponible, leur propension marginale à consommer via les effets de richesse liés aux actions et la façon dont ils intègrent les

22 J. Tobin (1969), « A general equilibrium approach to monetary theory », Journal of Money, Credit and Banking,

23 F. Modigliani (1971), « Monetary policy and consumption » dans Consumer spending and monetary policy: the linkages, Boston, Federal Reserve Bank of Boston, p. 9-84

variations des cours de bourse dans leur revenu permanent²⁴. Il est aussi possible d'intégrer dans l'analyse le mécanisme de transmission de la politique monétaire agissant par le biais des canaux des prix des terrains et des logements.

Depuis le début des années 90, les banques centrales prennent en compte un autre canal, celui de l'information. Elles diffusent des informations que les agents vont ensuite traiter. Dans le cadre de leurs décisions, les agents y intègrent de nombreuses anticipations sur la consommation future, les capacités de production futures, les rémunérations futures... Ils vont faire de la projection à partir d'indicateurs anticipés comme l'évolution du PIB estimé, le taux d'inflation estimé. Les banques centrales vont utiliser des effets d'annonce. Par cette action, la banque concernée indique aux agents par avance ses intentions. Il s'agit d'un signal envoyé en direction des agents financiers, et surtout des agents non financiers. Le message, avant tout effet quantité et/ou prix, essaye d'influencer le comportement des acteurs économiques. Cette action permet aussi de rendre plus crédible les actions de la banque centrale ; elle doit permettre de la renforcer. Il faut noter que la perception des effets d'annonce est complexe.

Par exemple, comment isoler l'effet de « feed back », c'est-à-dire l'effet en retour des actions par rapport aux autres variables ? Un phénomène « d'overshooting effect » traduit-il une action délibérée des opérateurs (par exemple, sur les taux longs) avec amplification plus ou moins fort des résultats attendus ou bien une action propre due à des facteurs internes (ajustements de portefeuille) ?

Actuellement, nous pouvons dire que l'impulsion des taux directeurs ne peut plus s'étudier sans intégrer dans l'analyse les taux longs. Comme le dit M. Aglietta, ils sont devenus directeurs²⁵, « Ces taux directeurs sont mus par des anticipations qui n'obéissent pas simplement aux intentions des autorités monétaires. Lorsque les autorités infléchissent leur politique, (...), l'incidence sur les taux longs dépend du jugement des marchés sur le mouvement futur des taux courts ». Le taux long représente une moyenne des prévisions relatives aux taux d'intérêt futurs à court terme (théorie des anticipations). Les agents peuvent très bien juger l'action à court terme de la banque centrale insuffisante, donc considérer qu'il n'y aura pas d'effets à moyen et long terme de cette action et ne pas modifier leurs

24 Bulletin Mensuel de la BCE, « L'importance des effets des mouvements boursiers sur l'activité économique de la zone euro », septembre 2002.

anticipations (pas de baisse des taux longs). Les agents peuvent aussi sanctionner une politique de baisse des taux courts par une augmentation de la prime sur les taux longs.

L'effet de richesse et la théorie du q de Tobin s'appliquent également au marché de l'immobilier. En effet, selon la théorie de Tobin, une hausse du prix des logements accroît leur valeur par rapport au coût du renouvellement, d'où hausse du q de Tobin et augmentation des dépenses d'investissement sur le marché de l'immobilier. Pour ce qui concerne l'effet de richesse, une hausse des prix de logement accroît la valeur du patrimoine d'où hausse de la consommation. En effet, et comme le font remarquer McLennan et al. (1998), le patrimoine immobilier représente une part très important dans le patrimoine total net des ménages : la fluctuation des taux d'intérêt produit donc des effets notables sur les dépenses des consommateurs, à travers les changements dans le patrimoine immobilier. Si l'on s'en tient à une théorie simple en termes de cycle de vie, une augmentation continue du prix réel des habitations a à la fois un effet de richesse positif (pour les propriétaires qui occupent euxmêmes leur logement) sur la consommation de biens non immobiliers, et des effets de revenu et de substitution négatifs (pour les locataires).

2-3 : Les mécanismes de transmission monétaire dans l'UEMOA

Les mécanismes par lesquels la politique monétaire se transmet dans les pays de l'UEMOA sont en phase avec les objectifs de politique économique et monétaire mis en oeuvre dans ces pays. Comme pour la plupart des pays en développement en général, les mécanismes de transmission de la politique monétaire dans l'UEMOA se font à travers un certain nombre de voies qui ne diffèrent pas fondamentalement d'un pays à un autre.

Dans l'UEMOA, la gestion de la politique monétaire repose sur les conditions ci-après²⁶ :

Une grande sensibilité du coût de refinancement des banques aux taux d'intérêt directeurs de la BCEAO ;

Une forte élasticité de la demande de crédits primaires et de placements par rapport aux taux d'intérêt.

Suite à une évaluation empirique du premier de ces deux facteurs, DIOP (1998) a abouti à la conclusion selon laquelle :

le taux d'intérêt du marché monétaire exerce, à court terme, une influence significative sur les taux débiteurs des banques. A long terme, son impact est faible ;

le taux de prise en pension de la Banque Centrale semble être l'instrument de politique monétaire qui, à long terme, influe sur l'évolution des conditions débitrices des établissements de crédit.

En effet, selon NUBUKPO (2002), la politique monétaire dans l'UEMOA s'appuie essentiellement sur les taux d'intérêt de la BCEAO. Ainsi l'influence de cette politique monétaire sur le secteur réel passe par la bonne transmission des variations des taux directeurs pratiqués par la banque centrale. Ainsi, le canal de transmission du taux d'intérêt directeur de la Banque Centrale est le suivant : une modification du taux d'intérêt directeur engendre une variation des taux bancaires qui influe sur la demande de biens. La modification du taux directeur entraîne un changement des taux d'intérêt et de rendement des nouveaux emprunts et des placements. Elle pèse aussi sur le taux d'une partie des contrats existants et, en conséquence, sur les flux de revenus et les possibilités de dépenses.

La variation du taux d'intérêt directeur induit également un effet de valorisation des actifs financiers. Ces différents enchaînements sont eux-mêmes fonction des structures financières de l'économie. En outre, la modification du taux directeur a un impact sur le taux de change (dans les régimes de changes flexibles) et, par suite, sur les prix relatifs des biens et des actifs selon les devises.

D'après les conclusions de Diagne et Doucouré (CRES), il ressort que les variables-clés de la transmission monétaire dans l'UEMOA que sont l'agrégat monétaire, le crédit et le taux de change réel, sont affectées de façon significative à la suite d'un choc sur le taux d'intérêt réel dans tous les pays de l'Union. De même, un choc sur la masse monétaire ou sur le crédit a un impact effectif sur le taux de change réel et les variables objectifs (PIB, investissement privé et niveau des prix) d'un pays à un autre. En somme, le canal de monnaie et le canal de crédit bancaire coexistent ; mais ce dernier a des effets plus importants sur les variables cibles que le canal de monnaie.

Ainsi, on peut résumer la transmission de la politique monétaire au secteur réel dans l'UEMOA de la façon suivante : « les autorités monétaires (la BCEAO) exercent un choc sur leur taux d'intérêt directeur (le taux directeur de la BCEAO) ; ce choc influe sur le taux d'intérêt réel des banques secondaires, qui à son tour impacte la masse monétaire et l'offre de crédit bancaire dans les pays de l'Union. » Pour ce qui concerne l'effet sur le taux de change réel, il est d'importance relative. En effet, peu de pays de l'Union ont des relations économiques importantes avec des pays avec lesquels le franc CFA est en situation de change variable.

CHAPITRE III

Analyse empirique

SECTION 1 : La méthodologie

Les canaux par lesquels la politique monétaire de la BCEAO exerce ses effets sur la sphère réelle peuvent être différents d'une économie à une autre. Pour les identifier et mettre en évidence les spécificités nationales, nous allons utiliser un modèle VAR. Il contient la variable instrument de la politique monétaire, (le taux d'intérêt du marché monétaire de la BCEAO), les variables-clés de la transmission monétaire (agrégats monétaires, et crédit) et les variables objectifs (PIB, investissement privé et niveau général des prix).

1-1 : Spécification du modèle

La variable instrument de la politique monétaire est représentée par le taux d'intérêt directeur de la BCEAO. Les variations de ces taux ont deux sources des impulsions exogènes déclenchées par les autorités monétaires elles-mêmes et des dynamiques endogènes à l'économie. Pour évaluer donc la distinction entre ces deux types de variations et la construction des chocs exogènes de politique monétaire, nous recourons à une modélisation VAR,

Soit Yt le vecteur constitué de quatre variables endogènes représentant l'économie que sont : le taux d'intérêt du marché monétaire, la masse monétaire M2, le crédit à l'économie, le taux d'inflation, l'investissement privé, et le PIB réel ; donc (k=6). Le modèle structurel de l'économie de l'UEMOA que nous spécifions est le suivant:

Dans (1), les matrices Bj (j = 0, ..., p) sont de dimensions (k, k), les vecteurs Yt, u et åt de dimensions (k, 1) et représentent respectivement les variables endogènes, un vecteur de constante et le vecteur des chocs structurels.

Dans le système (1), les variables Yt sont stationnaires, les perturbations Et des bruits blancs homoscédastiques, non corrélés et de loi N (0, Ik). Le modèle (1) peut se simplifier dans son écriture en utilisant un opérateur retard L défini par : LY_t = Yt- 1 ou plus généralement,

(2) B ₀ Y t = + ( B₁ + B₂ L+... . +Bp _LP-_1)Yt-1 + E_t =u + Â⁺ ( L) + å_t

Pour obtenir un modèle VAR réduit, on multiplie de part et d'autre dans (1) par B0^-1. Le modèle réduit s'écrit sous la forme matricielle suivante :

1-2 : Hypothèse d'intégration et de cointégration

Il est bien connu que l'estimation d'un modèle VAR suppose que, les variables endogènes sont a priori stationnaires (sans saisonnalité et sans tendance) afin d'éviter le risque des régressions fallacieuses. L'étude des propriétés statistiques des données se révèle donc essentielle pour notre méthodologie économétrique. En effet, les tests traditionnels de

racine unitaire (Dickey-Fuller Augmenté et Kwiatovski - Phillips - Schmidt - Shin²⁷) sont appliqués afin d'étudier les propriétés de nos séries. Le test de Dickey Fuller Augmenté (1981) (test ADF) effectués sur les séries de chacun des six pays de notre échantillon nous a donné les résultats qui se trouvent dans les tableaux 5 à 10 de l'annexe

Ainsi selon ces tableaux, les séries ont été stationnarisées en différence au seuil critique de 5%.

Pour ce qui concerne l'UEMOA, les variables correspondent aux séries agrégées du PIB, de l'Investissement, du Crédit et de la Masse Monétaire. Les séries de l'Inflation sont la moyenne géométrique du taux de chacun des pays considérés. Les séries du taux d'intérêt du marché monétaire sont celles communes à tous les pays de l'union.

Ainsi, les tests de racine unitaire sont aussi effectués sur les variables agrégées de l'UEMOA. Les résultats sont consignés dans le tableau suivant :

Ainsi, toutes les variables sont stationnaires au seuil critique de 1% en différence seconde

27 Le test de Dickey - Fuller Augmenté (ADF) est le plus fréquemment utilisé dans les études empiriques afin de tester la stationnarité des séries (il postule d'ailleurs la non- stationnarité de la série temporelle sous l'hypothèse nulle H0). Par ailleurs, le KPSS test qui postule, contrairement à l'ADF test, la stationnarité de la série sous l'hypothèse nulle, est utilisé afin de confirmer où d'infirmer les résultats du test ADF.

Si le nombre de relation de cointégration est différent de zéro, le modèle VAR devient un modèle à correction d'erreur vectoriel qui sera utilisé pour stimuler les effets de chocs monétaires. Alors, pour déterminer le degré de stationnarité (l'ordre d'intégration), nous avons fait le test de Dickey Fuller Augmenté pour les six variables retenues pour chacun des pays.

Tableau 2 : Test de racine unitaire (ADF Test, seuil 5%), tableau récapitulatif

Il ressort de ce tableau que le taux d'intérêt, la masse monétaire, le crédit et le pib réel sont stationnaires en différence première (ou intégré d'ordre 1) pour tous les pays. En ce qui concerne le taux d'inflation et l'investissement, l'ordre d'intégration n'est pas homogène : ces séries sont stationnaires en niveau ou en différence première. Ainsi, toutes les variables retenues sont intégrées d'un ordre inférieur ou égal à 1. Il est donc possible de chercher si elles sont cointégrées grâce au test de Johansen (1988).

La dimension de l'espace de cointégration des variables est de deux pour tous les pays à l'exception du Burkina et de la Côte d'Ivoire pour lesquels elle est de un. Dans la mesure ^oüle nombre de relations de cointégration n'est pas nul, nous avons utilisé une représentation

vectorielle à correction d'erreur. Dans l'étape suivante, nous avons cherché le nombre de retards optimal. Le tableau suivant résume les résultats obtenus :

Nbr de retards	Bénin		Burkina Faso		Côte d'Ivoire		Niger		Sénégal		Togo
	AIC	SC	AIC	SC	AIC	SC	AIC	SC	AIC	SC	AIC	SC
1	7.45	7.60	6.67	6.82	6.57	6.72	7.52	7.66	7.12	7.22	8.21	8.30
2	7.51	7.71	6.76	6.96	6.62	6.81	7.58	7.77	7.17	7.31	8.22	8.37
3	7.63	7.87	6.84	7.08	6.70	6.94	7.68	7.93	7.27	7.46	8.32	8.52
4	7.74	8.03	6.94	7.23	6.70	6.99	7.81	8.11	7.40	7.64	8.45	8.69
5	7.85	8.20	7.08	7.42	6.80	7.15	7.88	8.22	7.49	7.78	8.56	8.85

Nous avons utilise les critères de Akaike (1974) et de Schwarz (1978) pour déterminer le nombre de retards optimal (p*) du modèle VAR. Dans ce contexte, il doit être égal à la valeur qui minimise ces critères. On a constaté que les valeurs AIC et SC deviennent de plus en plus grande au fur et à mesure que le nombre de retards augmente²⁸. Finalement, les données utilisées étant annuelles, nous avons décidé de prendre p*=1 pour chaque pays, ce qui permet d'harmoniser les simulations.

1-3 : Description et source des données

Notre analyse se déroule sur une période allant de 1975 à 2005. Les données proviennent de la base de données du FMI (IFS - International Financial Statistics), de la BCEAO et de la banque mondiale (World Bank tables).

Le modèle VAR a été construit en utilisant des séries annuelles du PIB, de l'inflation, du taux d'intérêt, du crédit, de l'investissement privé et de l'agrégat monétaire. Les données utilisées du taux d'intérêt sont celles du taux du marché monétaire qui est le seul taux disponible pour la plupart des pays de l'UEMOA.

28 Nous nous sommes arrêtés à cinq retards, car au-delà, le nombre de paramètres à estimer est trop important, étant donné notre échantillon.

Par ailleurs, le choix de 1975 comme année de départ, présente l'avantage de réaliser des estimations qui ne prennent pas en compte les périodes de début hésitants et les années instables de la pratique de la politique monétaire dans l'UEMOA.

SECTION 2 : Résultats des simulations et Analyse

2-1 : Estimation des paramètres du VAR(1)

Les paramètres d'un modèle VAR ne peuvent être estimés que sur des séries chronologiques stationnaires (sans saisonnalité et sans tendance). C'est pour cela que les tests de stationnarité ont été effectués plus haut. L'ordre des variables dans le VAR n'est pas indifférent pour les simulations, puisque par hypothèse, les interactions instantanées suivent un système récursif. Pour ce qui nous concerne, nous avons adopté l'ordre suivant : Taux d'intérêt (INT), Masse Monétaire (MM), Crédit à l'économie (CRDT), Inflation (INF), Investissement privé (INV), Produit Intérieur Brut (PIB). En plaçant le taux d'intérêt en tête, nous supposons que les autorités monétaires fixent le taux d'intérêt en ne tenant pas compte de l'évolution simultanée des autres variables. Cependant, les principaux résultats sont le plus souvent indifférents à l'ordre retenu²⁹.

Les résultats des estimations des paramètres du VAR sont dans le Tableau 11 en annexe.

2-2 : Fonctions de réponse et Commentaires

A partir de la représentation VAR(1), nous allons interpréter les fonctions de réponses impulsionnelles et la décomposition de la variance de l'erreur de prévision.

En dehors du taux d'intérêt qui constitue l'instrument de la politique monétaire de la BCEAO, nous avons choisi également de simuler des chocs sur la masse monétaire et le crédit à l'économie qui constituent des variables-clés de la transmission monétaire. En effet, étant donné l'objectif de ce mémoire, cette démarche nous permettra de comparer l'impact sur les autres variables d'un choc sur le d'intérêt, à celui de ces deux autres (masse monétaire et crédit). Aussi, nous avons montré dans la revue de littérature qu'en dehors du taux d'intérêt, ce sont la masse monétaire et le crédit à l'économie qui sont considérés comme les autres plus actifs canaux de transmission de la politique monétaire dans l'UEMOA.

Les graphiques suivants représentent les réponses à des chocs sur les résidus structurels des 6 variables du modèle. Pour chaque variable, le choc est égal à l'écart-type de ses résidus. L'horizon temporel des réponses est fixé 10 ans. Cet horizon représente le délai nécessaire pour que les variables retrouvent leurs niveaux de long terme.

2-2-1 : Choc sur le taux d'intérêt

2-2-2 : Choc sur la masse monétaire

2-2-3 : Choc sur le crédit à l'économie

Graphique 7 : Fonction de réponse suite à un choc sur le crédit à l'économie

2-2-4 : Décomposition de la variance

La décomposition de la variance de l'erreur de prévision a pour objectif de calculer pour chacune des innovations sa contribution à la variance de l'erreur en pourcentage. Quand une innovation explique une part importante de la variance de l'erreur de prévision, on en déduit que l'économie étudiée est très sensible aux chocs affectant cette série.

La décomposition de la variance est donnée dans le Tableau 12 (en annexe). Elle indique que:

2-3 : Analyse détaillée des effets sur l'ensemble de l'union

Sur l'ensemble de l'union, on constate que le taux d'intérêt et la masse monétaire produisent une réaction instantanée sur les autres variables. En effet, le choc positif sur le taux d'intérêt fait immédiatement réagir toutes les variables dans une grande proportion, comme le montre les graphiques de la fonction de réponse. Quant à la masse monétaire, un choc positif produit aussi des effets instantanés sur toutes les variables à l'exception du taux d'intérêt réel dont la réaction n'intervient qu'à partir de la deuxième année après le choc. Un choc sur le crédit à l'économie ne fait réagir le taux d'intérêt réel de l'économie qu'au bout de deux. La réaction de l'investissement est instantanée mais très faible dans la première année. En dehors de ces deux variables, le crédit exerce un effet immédiat sur les autres variables de notre échantillon.

Au total, on peut dire que le crédit à l'économie de l'UEMOA est sensible aux variations de la masse monétaire ; et que la masse monétaire est sensible aux chocs sur le taux d'intérêt réel de l'union. Les autres variables, le PIB, l'Investissement et l'Inflation réagissent toutes aux chocs sur le taux d'intérêt, la masse monétaire et le crédit à l'économie : ces trois variables semble donc constituer des instruments de transmission de choc de politique monétaire dans l'UEMOA.

La réaction du crédit à l'économie suite à un choc sur la masse monétaire est proportionnelle à celle de la masse monétaire suite à un choc sur le crédit à l'économie : la masse monétaire et le crédit à l'économie constituent donc des instruments de transmission monétaire qui semble avoir une importance équivalente dans les canaux de transmission au sein de l'UEMOA.

Le choc sur le taux d'intérêt réel a non seulement un effet instantané mais très net sur les variables telles que la masse monétaire et le crédit à l'économie. Par contre, les chocs sur ces deux variables font réagir le taux d'intérêt, mais dans des proportions moindre et surtout avec un retard (environ un an). On peut donc dire que transmet ses impulsions à ces deux variables ; mais réagit timidement aux variations de ces deux variables.

Le présent mémoire a pour objectif de montrer l'importance du rôle du taux d'intérêt réel du marché monétaire dans le processus de transmission monétaire au sein de l'UEMOA. Etant donné que cette union compte huit pays que sont le Bénin, le Burkina-Faso, la Côte d'Ivoire, la Guinée Bissau, le Mali, le Niger, le Sénégal et le Togo ; nous devrions effectuer nos analyses sur l'ensemble de ces huit pays. Mais, nous nous étions limités seulement à six de ces huit pays c'est-à-dire Bénin, le Burkina-Faso, la Côte d'Ivoire, le Niger, le Sénégal et le Togo. Ceci a conduit à la conclusion selon laquelle les résultats auxquels nous sommes parvenus sont limités dans l'espace puisque ne concernant pas la totalité des pays membre de l'UEMOA.

La deuxième limite de ce mémoire concerne les restrictions faites sur les données. En effet, les estimations ont porté sur une période allant de 1975 à 2005. La limite de 2005 est due au manque de données suffisantes sur l'ensemble des pays retenus dans notre échantillon. Aussi, ce manque de données suffisantes nous a conduits à élargir notre source de données. Cet élargissement de source de données peut avoir pour conséquence une variété et une diversité de séries. Ce qui ne concourt pas à une uniformité de résultats.

Pour ce qui concerne la partie empirique, il faut reconnaître que les analyses sur les impacts de choc sur les grandeurs se font avec de la méthodologie VAR. Néanmoins, un VAR structurel est encore mieux adapté dans ces cas. En effets, les développements actuels sur les analyses d'impact montrent que les modélisations VARs montrent bien mieux (dans le temps et sur un grand ensemble) les effets et impacts de politique monétaire sur une économie.

Enfin, la plupart des articles et ouvrages utilisés dans ce mémoire datent relativement. Aussi, bon nombre d'entre eux ne sont disponibles qu'en ligne.

SECTION 3 : Implications et Recommandation

Le constat d'une instantanéité des effets d'une hausse du taux d'intérêt réel, qui n'est rien d'autre ici que le taux d'intérêt réel du marché monétaire, nécessite sans doute des commentaires supplémentaires. Seulement, les modèles VAR étant « athéoriques », il est difficile de retracer les caractéristiques du canal effectif de transmission monétaire, au risque d'abuser de rationalisation `'ex post». Une autre explication pourrait être donnée, celle d'un effet sur l'activité réelle des économies de l'UEMOA, d'une variation des taux du marché monétaire. Le fait que seulement 18% de la variance de l'erreur de prévision du PIB soient dues à ses propres innovations, 28% pour l'Inflation et 54% pour l'Investissement, corrobore assurément une telle explication. Aussi, le taux du marché monétaire est la seule variable, parmi toutes les autres, dont la variance de l'erreur de prévision est la plus élevée en termes d'explication de ses propres innovations. Cela voudra montrer l'exogénéité du taux du marché monétaire par rapport aux autres variables.

Pour ce qui concerne l'impact sur l'activité économique, on a constaté une liaison inverse suite à un choc positif sur le taux du marché monétaire. Ceci semble conforme aux prédictions théoriques :

En effet, la hausse des taux directeurs se répercute sur les taux débiteurs des banques, ce qui induit, toutes choses égales par ailleurs, une baisse de la demande de crédit bancaire et un ralentissement des investissements et de la consommation

En ce qui concerne l'impact sur l'inflation, les réponses des économies de l'UEMOA semblent conduire à un constat mitigé : l'effet est aussi rapide que celui exercé sur la croissance économique ; or, c'est par le biais des réponses données par la croissance économique suite aux variations des taux d'intérêt directeurs, qu'il est généralement convenu d'interpréter le sens de l'évolution du taux d'inflation. Dans un contexte d'expansion économique, la hausse de la demande engendre une hausse de l'inflation et au contraire, dans les périodes de récession économique, la faiblesse de la demande exerce un effet déflationniste. Ce canal de transmission de la politique monétaire explique l'antériorité de la réponse de la croissance sur celle de l'inflation dans les pays développés à économie de marché, suite à une variation des taux d'intérêt directeurs.

Cependant, dans le cas de l'UEMOA comme dans celui des autres pays en développement, l'explication de KAHN et KNIGHT (1991, P. 82) pourrait contribuer à éclairer le paradoxe du délai très court (c'est-à-dire la réponse instantanée) de réaction de l'inflation aux variations des taux du marché monétaire: en effet, ces auteurs privilégient la piste d'une inflation d'origine monétaire, plus qu'une inflation issue de tensions sur le marché des biens et services (inflation par la demande). Ils estiment qu'une augmentation de l'offre nominale de monnaie engendre, pour un niveau donné de demande réelle de monnaie, un ajustement (augmentation) rapide des prix, de manière à retrouver le niveau initial de l'offre réelle de monnaie et donc, l'équilibre sur le marché de la monnaie. Cette explication, quantitativiste, est d'autant plus convaincante que l'impact de la politique monétaire sur la croissance du PIB réel est faible.

De manière générale, l'importance des effets d'une politique des taux directeurs de la BCEAO, à travers le taux de marché monétaire, sur l'activité économique de l'UEMOA, fait ressortir la nécessité d'envisager des actions susceptibles de lui accorder plus d'importance en vue d'accroître l'efficacité de la politique monétaire.

Ainsi, une amélioration des mécanismes de transmission de la politique monétaire au secteur réel dans le cadre de l'UEMOA s'avère indispensable. Elle est conditionnée par un certain nombre de facteurs que met en évidence la présente recherche. En effet, les résultats auxquels nous avons aboutit plaident pour :

- la nécessité d'évaluer l'impact de la structure financière des économies de l'Union sur leurs réponses aux chocs monétaires, ceci dans le souci d'aboutir à terme à une homogénéité et une convergence des réponses des différentes économies aux décisions de politique monétaire ;

- une utilisation active du taux du marché monétaire comme instrument de régulation à court terme de la liquidité au sein de l'Union ;

- la nécessité d'envisager des leviers complémentaires de politique monétaire susceptibles d'accroître l'efficacité du réglage de l'activité économique effectué à travers l'utilisation des taux directeurs ;

- la poursuite de l'approfondissement du marché financier, devant se traduire par l'essor des placements financiers des ménages, condition d'une meilleure efficacité des mécanismes de transmission de la politique monétaire au sein de l'UMOA.

Alors, une utilisation active du taux d'intérêt réel du marché monétaire semble donc être indiquée pour un réglage de l'activité et de l'inflation au sein de l'union, dans la mesure où il

ressort de cette étude que ce taux constitue la variable dont la variation influe le plus sur les réponses des économies.

CONCLUSION

Les mécanismes de transmission de la politique monétaire, sont le processus par lequel les décisions de politique monétaire affectent l'activité réelle. Plusieurs visions existent, évidemment sur ces mécanismes ; mais concourent toutes dans leur tentative d'explication, à montrer l'importance des canaux de transmission dans les sujets économiques en général, et monétaire en particulier. Ces visions diffèrent également selon le rôle qu'elles font jouer aux banques commerciales et autres institutions financières dans la régulation de l'activité économique.

Dans se mémoire, nous avons essentiellement focalisé notre attention sur la transmission monétaire par le canal du taux d'intérêt réel du marché monétaire. Ce canal, dont les manifestations s'apparentent plus à un fonctionnement tenant compte des lois du marché, soutient que les impositions de taux (observées dans le cas de l'utilisation du taux d'intérêt directeur) sont à l'origine de frictions sur plusieurs marchés et dans le secteur réel³⁰.

L'intérêt des résultats empiriques que nous avons obtenus, à l'aide d'une modélisation VAR, réside dans le fait qu'ils sont affranchis d'à priori théoriques. Ils doivent néanmoins être interprétés avec une prudence. Pour des raisons évoquées dans la partie limites de l'étude.

Ainsi, nous avons effectué la décomposition de la variance de l'erreur de prévision des variables retenues dans l'estimation, suite à un choc sur le taux d'intérêt. Cette décomposition montre que la variance de l'erreur de prévision du taux d'intérêt réel du marché monétaire est expliquée à plus de 90% par ses propres innovations. Pour ce qui est des autres variables, à l'exception de la masse monétaire M2, ce pourcentage est relativement faible. Ceci montre combien de fois le taux d'intérêt réel du marché monétaire explique les variations des variables telles que le crédit au secteur privé, l'inflation, l'investissement et le pib réel au sein de l'UEMOA.

La fonction de réaction obtenue grâce à la modélisation VAR vient confirmer les conclusions précédentes. En effet, le choc sur le taux d'intérêt réel se traduit par une réaction instantanée de la part des autres variables du modèle. Le délai court de leurs réactions montre la sensibilité de ces variables aux variations du taux d'intérêt réel du marché monétaire.

Dans un contexte économique international de plus en plus concurrentiel, aucune place n'est donnée aux politiques de gestion monétaire hésitante, ainsi qu'à l'utilisation de méthodes et instruments inappropriés à un environnement économique de plus en plus rude et exigent. Ainsi, la formation des unions aussi bien économique que monétaire, doit se faire à travers des prises de décisions crédibles, rationnelles et en phase avec les normes et exigences mondiales. L'utilisation arbitraire et autoritaire des instruments de politiques monétaire telle que le taux d'intérêt directeur, conduit l'économie dans un processus de défaillance en terme de résultat et donc fait engranger des surcoûts dommageables pour la réalisation des unions économiques.

Pour cela, les autorités monétaires doivent opter plus pour une utilisation d'instruments, issus d'arbitrage entre les forces du marché comme le taux d'intérêt réel du marché monétaire. Ceci permettra non seulement d'éliminer ces surcoûts, mais aussi de rendre leurs économies plus compétitives ; gage d'un développement certain et donc de la réalisation des objectifs assignés à ces autorités.

Références bibliographiques.

___. (1992): « The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission». ___. (1994): « Comment on Miron, Romer and Weil: Historical Perspectives on the ___. (1996): « What does the Bundesbank Target 7». NBER Working Paper n° W5764, ___. (1998): « The Financial Accelerator in a Quantitative Business Cycle Framework ».

___. (1998): « The Liquidity Effect and Long-Run Neutrality». NBER Working Paper n° W6608, juin.

Adoby C., Diarisso S. (1997) «Evolution du taux de liquidité dans les pays de l'UEMOA», Document d'Etude et de Recherche (D.E.R.) N° 97/04, Banque Centrale des Etats de l'Afrique de l'Ouest (BCEAO), Direction de la Recherche et de la Statistique, Juillet 1997. Africa, Washington DC: World Bank.

Agenor P.R. (1991) «Stabilization Policies in Developing Countries with a Parallel Market for Foreign Exchange: A Formal Framework», in KAHN M., MONTIEL P., HAQUE N. eds «Macroeconomic Models for Adjustment in Developing Countries», IMF, Washington D.C., 1991, PP. 201-233.

Akaike, H. (1979). « A bayesian extension of the minimum AIC procedure », Biometrica, 66:

Akerlof Grorge (1970): « The Market for `Lemons': Qualitative Uncertainly and the Market American Economic Review, Volume 82, n° 4, pp. 901-921, septembre 1992.

Aryeetey E., Senbet L., Udry C. (1997) «Financial Liberalisation and Financial Markets in Sub- Saharan Africa: a Synthesis», Journal of African Economies, 6 (1) PP. 1-28.

Bagliano, F.C. et Favero, C.A.(1998). « Measuring monetary policy with VAR models: an evaluation », European Economic Review, 42: 1069-1112.

Banque de France (1998) «La Politique Monétaire à l'Heure du Marché Mondial des Capitaux», Banque de France, Paris, Février 1998, 290 P.

Barran, F. Coudert V. et Mojon B. « La transmission des politiques monétaires dans les pays européens. Revue française d'économie. Volume 12 N°2, 1997. pp. 133-158.

Barran, F. Coudert, V. et Mojon, B. « Transmission de la politique monétaire et crédit bancaire. Une application à trois pays de l'OCDE », Revue économique. 1995, n°2. pp. 393- 413.

Bayoumi T. & J. Morsink (1999), a Peek inside the Black Box: the Monetary Transmission

Bayoumi T. (1999), the Morning after - Explaining the Slowdown in Japanese Growth in the 1990s, International Monetary Fund Working Paper: WP/99/13.

BCEAO (2000) «La Politique de Taux d'Intérêt dans l'Union», Direction du Crédit, Miméo, Janvier 2000, 13 P.

BCEAO et BIT, (1998). « Banque de données sur les systèmes financiers décentralisés 1996- BCEAO, (2000). Histoire de l'Union Monétaire Ouest Africaine, tome III, Paris éd. Georges BCEAO. (2006) « Mise en oeuvre de la politique monétaire », Rapport annuel de la BCEAO. Bénassy-Quéré A. (1999), « la BCE et l'Euro », La Lettre du CEPII, n° 182, septembre.

Bernanke B. & C. Lown (1991), « The Capital Crunch », Brookings Papers on Economic Activity, vol. 2, pp. 205-47.

Bernanke B., Blinder A. (1988) «Credit, Money and Aggregate Demand», American Economic Review, May 1988.

Bernanke B., Blinder A. (1992) «The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission», American Economic Review, September 1992.

Bernanke Ben S. et Mihov Dian (1995): «Measuring Monetary Policy». NBER Working

Bernanke Ben S. et Mishkin Frederic S. (1997): « Inflation Targeting: A New Framework for Monetary Policy? ». NBER Working Paper n° W5893, juillet.

Bernanke Ben S., et Gertler Mark (1995): « Inside the Black Box: The Credit Channel of

Bernanke Ben S., Gertler Mark et Gilchrist Simon (1994): « The Financial Accelerator and the Flight to Quality». NBER Working Paper n° W4789, juillet.

Bernanke, B. et Blinder, A. (1992). « The federal funds rate and the channels of monetary transmission », American Economic Review, 82(4): 901-921.

Billmeier, A. et Al-Mashat, R. (2008). « The monetary transmission mechanism in Egypt », Review of Middle East Economics and Finance

Blanchard, O. et Watson, M. (1986). « Are business cycles all alike? » Dans R. J Gordon ed.

Blanchard, O.et Quah, D. (1989). « The dynamic effect of aggregate demand and supply disturbances » American Economic Review, 79: 655-673.

Blot, C. (2005) « Sensibilité du taux de change aux chocs monétaires et budgétaires : une analyse en terme de VAR des fluctuations euro/dollar », Banque centrale du Luxemburg, Laboratoire d'économie d'Orléans (CNRS-FRE2783).

Boccara, B. et Devarajan, S. (1993). « Determinants of inflation in the Franc Zone in Africa », World Bank Policy Research Working Paper, n° 1197. Bookings Papers on Economic Activity, 1: 149-213.

Bruno, C. « Transmission de la politique monétaire et régime de changes : une comparaison France-Allemagne-Etats-Unis », Revue de l'OFCE. N°61, 1997. pp. 139-164.

Buiter W. & N. Panigirtzoglou (1999), Liquidity Traps: How to Avoid them and How to Escape them, mimeo, novembre.

Cadoret-David, I. Durand, J. J. Payelle N. « Asymétrie des effets de la politique monétaire : une approche sectorielle » CREM - UMR CNRS 6211 - Université de Rennes 1

Candelon, B. et Cudeville, E. (1997). « Politique monétaire et canal de crédit : une estimation Challenges, sous la direction de B. Aghevli, T. Bayoumi et G. Meredith, FMI, Washington.

Chandavarkar A. (1971) «Some Aspects of Interest Rate Policies in Less Developed Economies: The experience of Selected Asian Countries», IMF Staff Papers, 18, (1), March, PP. 48-112.

Christiano, L.J., Eichenbaum, M. et Evans, C. (1994). « The effects of monetary policies shocks: some evidence from the flow of funds », NBER Working Paper, n° 4699.

Clerc, L. et Pfister, C. (2002) « Les facteurs financiers dans la transmission de la politique monétaire », Bulletin de la banque de France-N° 108-.

Coffinet, J. Matheron J. et Poilly C. (2007) « Une évaluation structurelle du ratio de sacrifice dans la zone euro » Banque de France, Direction générale des études et des relations internationales, Direction de la recherche.

Cortet C. (1998) «Structures financières et mécanismes de transmission de la politique monétaire dans les principaux pays européens», Note interne de la Banque de France, 1998, 14 P.

Coudert, V. et Mojon, B. (1997). « Asymétries financières et transmission de la politique monétaire en Europe », Economie et Prévision, 128, avril-juin : 41-60.

Cousseran O., Pfister C. (1996) «Mise en OEuvre et Efficacité de la Politique Monétaire», Note interne de la Banque de France, 1996, 25 P.

Creel, J. et Levasseur S. (2006) « Canaux de transmission de la politique monétaire dans l'UE, le cas de trois nouveaux entrants », Revue économique- vol. 57, N°4, p. 881-898.

De Palma, A. et Bensaid, B. (1995) « Politique monétaire et concurrence bancaire », Banque de France, centre de Recherche et université Paris 1, CEME et CERMSEM ; et Université de Genève, COMIN, Annales d'économie et de statistique-N°40 décembre : 781-807.

Diagne A., Doucoure F. (2000) «Les canaux de transmission de la politique monétaire dans les pays de l'UEMOA», Mimeo, CREA et FASEG, Université Cheikh Anta DIOP, Dakar, SENEGAL, Juillet 2000, 33 P.

Diagne, A. et Doucouré, F. B. (2000) « Les canaux de transmission de la politique dans les pays de l'UEMOA », consortium pour la recherche économique et social (CRES), Université Cheikh Anta Diop de Dakar

Diop, Papa Lamine (1998) «L'impact des taux directeurs de la BCEAO sur les taux débiteurs des banques», Notes d'Information et Statistiques, Banque Centrale des Etats de l'Afrique de l'Ouest, N°483- 484, Juillet-Août-Septembre 1998, 19 P.

Domac, I. (1999). « The distributional consequences of monetary policy: Evidence from

Dossou, A.S. (1998) «Analyse économétrique de la demande de monnaie au Bénin et au
Ghana», Notes d'Information et Statistiques, Banque Centrale des Etats de l'Afrique de
l'Ouest (BCEAO), N° 479, Mars 1998, 20 P Dynamics and Statistics, 12, May-June: 231-254.

Doucouré, F. B. (2007) «Méthodes économétriques, cours et travaux pratiques », Université Cheikh Anta Diop de Dakar

Eike K., N. Ericsson & R. Nymoen (1996), Hazards in Implementing a Monetary Conditions Index, Board of Governors of the Federal Reserve System, International Finance Discussion Paper, n° 568.

Faust, J. (1998). « The robustness of identified VAR conclusions about money », Mimeo,

Favero, C. A. et Giavazzi, F. (2001) « La transmission de la politique monétaire dans la zone euro » Università Bocconi, Milan and Cepr,

FMI (1999), « Safeguarding Macroeconomic Stability at Low Inflation », dans World Economic Outlook, chapitre IV, octobre.

Friedman, M. et Schwartz, A.J. (1963). A monetary history of the United States, 1867-1960, Fry M. (1995) «Money, Interest and Banking in Economic Development», Johns Hopkins University Press, Baltimore, 1995.

Galbis V. (1982) «Analytical aspects of Interest Rate Policies in Less Developed Countries», Savings and Development, 6 (2), 1982, PP. 111-165.

Gerlach S., Smets F. (1995) «The Monetary Transmission Mechanism: Evidence from the G7 Countries», B.I.S. Working Paper, N° 26, April 1995.

Goldstein M., Kahn M. (1976) «Large Versus Small Prices Changes and the Demand for Imports», IMF Staff Papers, vol.23, 1976, PP. 200-225.

Goldstein, M. et Khan, M. S. (1976). « Large versus small price changes and the demand for imports », IMF Staff Papers, 23: 200-225.

Granger, C.W.J. (1969). « Investigating causal relationship between econometric models and cross-spectral », Econometrica, 37: 424-438.

Guichard S. (1998), Les mécanismes monétaires et financiers dans la crise japonaise, Thèse de doctorat, décembre.

Guichard S. (2000) « A la recherche des canaux perdus : trappe à liquidité et crise bancaire », CEPII

Honohan, P. (1990). « Monetary cooperation in the CFA zone », working paper, n°38, the World Bank, Washington D.C.

Hoover, K., et Perez, S.(1994). « Money matter but how could you know? », Journal of

Hubbard, G.(1995). « Is there a credit channel for monetary policy? », Federal Reserve Bank of Saint-Louis Review 77, May-June: 63-74.

Issing, O. (2002) « Monetary policy in world of uncertainty », Economie internationale 92, p. 165-180

Ito T. et Y. Sasaki (1998), Impacts of the Basle Capital Standard on Japanese Banks' Behavior, NBER Working Paper, n° 6730.

Johansen, S. (1988). « Statistical analysis of cointegration vectors », Journal of Economic

Kahn M., Knight M. (1991) «Stabilization Programs in Developing Countries: A Formal Framework», in Kahn M., Montiel P., Haque N. eds «Macroeconomic Models for Adjustment in Developing Countries», IMF, Washington D.C., 1991, PP. 38-85.

Kaku K. (1996), « Debt Deflation in Japan », dans Asset Prices and the Real Economy, sous la direction de F. Capie et G. Wood, Macmillan, pp. 242-70.

Kamga, D. (1999). « Les effets de la politique monétaire sur le secteur réel : le cas des pays de l'UEMOA. Une approche par la modélisation VAR », Mémoire de DEA, Dakar,

Kanaya A. & D. Woo (2000) the Japanese Banking Crisis of the 1990s: Sources and Lessons, International Monetary Fund Working Paper: WP/00/7.

Kashyap A., Stein J. (1993) «Monetary Policy and Bank Lending», N.B.E.R. Working Paper, N° 4317, April 1993.

Krahnen J., Schmidt R. (1994) «Development Finance as Institution Building: a New Approach to poverty Oriented Banking», Westview Press, ILO, Geneva, 1994.

Krugman P. (1999a), « It's BACK: Japan's Slump and the Return of the Liquidity Trap », Brookings Papers on Economic Activity, n° 2.

Kyereme, S.S. (1991). « Exchange rate, price and output inter relationships in Ghana: evidence from vector autoregressions », Applied Economics, 23: 1801-1810.

Lavigne, A. et Villieu P. (1996). « La politique monétaire : nouveaux enjeux, nouveaux débats ? », Revue d'Economie Politique, 106, juin-août : 491-569.

Leite S.P. (1982) «Interest Rate Policies in West Africa», IMF Staff Papers, 29 (1), March, PP. 48-76.

Logossah K. (1994) «Capital humain et croissance économique : une revue de la littérature», Economie et Prévision, 5 (116), 1994, PP. 17-34.

Mc Kinnon R. (1973) «Money and Capital in Economic Development», Washington, D.C., Brookings Institution, 1973.

Mechanism» Quarterly Journal of Economies, vol. 3, n° 84, août, pp. 488-500.

Meltzer A. (1995), « Monetary, Credit and (other) Transmission Process: a Monetarist Perspective », Journal of Economic Perspectives, vol. 9, n° 4, pp. 49-72.

Meltzer, A. H. (1995). « Monetary, Credit and (other) transmission processes: a monetarist perspective », Journal of Economic Perspectives, 9 (4): 42-72.

Mishkin F. (1996) «Les canaux de transmission monétaire : leçons pour la politique monétaire», Bulletin de la Banque de France, N°27, Mars 1996, PP. 91-105.

Mojon B. (1998) «Structures financières et Transmission de la Politique Monétaire, Application à l'Allemagne, la France, l'Italie et le Royaume-Uni», Document de Travail du C.E.P.I.I., N° 98-12, 1998, 65 P.

Monetary Policy Transmission ». Journal of Economic Perspectives, automne, vol. 9, n° 4, pp. 27-48

Nubukpo, K. K. (2002) « L'impact de la variation des taux d'intérêt directeurs de la BCEAO sur l'inflation et la croissance dans l'UMOA », Banque Centrale des Etats de l'Afrique de Ouest.

Nubukpo, K. K. (2003) « L'efficacité de la politique monétaire de la banque centrale des Etats de l'Afrique de l'ouest depuis la libéralisation de 1989 » Coopération Internationale pour la Recherche Agronomique et le Développement (CIRAD)

Oros, C. « Mécanisme de transmission de la politique monétaire en Roumanie », Université de Poitier, Laboratoire CRIEF/MOFIB- Faculté de Sciences Economiques de Poitier. Paper n° WS14S, juin.

Peek J. et E. Rosengren (1993), « Crunching the Recovery: Bank Capital and the Role of Bank Credit », dans Real Estate and the Credit Crunch, Conference series, n° 36, Federal Reserve Bank of Boston, pp. 151-74. Princeton University Press.

Romer, C. et Romer D. (1990). « New evidence on the monetary transmission mechanism »

Rosenwald, F. (1995) « L'influence de la sphère financière sur la sphère réelle : les canaux du crédit », Direction des Études économiques et de la Recherche, Centre de recherche, bulletin de la banque de France - Supplément « Études »

Samba Mamadou O. (1998, a) «Modèle Intégré de Projection Macro-Econométrique et de Simulation pour les Etats Membres de l'UEMOA («PROMES») : cadre théorique», Document d'Etude et de Recherche (D.E.R.) N° 98/05, Banque Centrale des Etats de l'Afrique de l'Ouest (BCEAO), Direction de la Recherche et de la Statistique, Août 1998.

Samba Mamadou O. (1998, b) «Modèle Intégré de Projection Macro-Econométrique et de Simulation pour les Etats Membres de l'UEMOA («PROMES») : estimation et application à la Côte d'Ivoire», Document d'Etude et de Recherche (D.E.R.) N° 98/06, Banque Centrale des Etats de l'Afrique de l'Ouest (BCEAO), Direction de la Recherche et de la Statistique, Août 1998.

Schwarz, G. (1978). « Estimating the dimension of a model », the annals statistics, 6: 461- 464.

Shabbir, A. (2008) « Monetary transmission mechanism in Fiji and PNG », International Research Journal of Finance and Economics.

Shaw E. S. (1973) «Financial Deepening in Economic Development», New York, Oxford University Press, 1973.

Shrieves R. & D. Dahl (1998), Staying Afloat in Japan: Discretionary Accounting Behaviour of Banks under Financial Duress, mimeo.

Srour, G. et Farès, J. (2001) « The monetary transmission mechanism at the sectoral level », banquet du Canada, document de travail 2001-27.

Stasavage, D. (1997). « The CFA Franc Zone and fiscal discipline », Journal of African

Svensson L. (1999), How Should Monetary Policy Be Conducted in an Era of Price Stability? Mimeo, Federal Reserve Bank of Kansas City, symposium « New Challenges for Monetary Policy ».

Taylor L. (1983) «Structuralist Macroeconomics: Applicable Models for Third World», New York, Basic Books, 1983.

Uhlig, H. (1997). « What are the effects of monetary policy? Results from an agnostic identification procedure », Mimeo, Tilberg University.

Van Wijnbergen S. (1983) «Interest Rate Management in LDCs», Journal of Monetary Economics, 12 (3), September, PP. 433-452.

Warman F., Thirlwall A. (1994) «Interest Rates, Saving, Investment and Growth in Mexico 1960- 90: Test of the Financial Liberalisation Hypothesis», The Journal of Development Studies, Vol. 30, N° 3, 1994, PP. 629-649.

Zurlinden, M. (2005) « Credit in the monetary transmission mechanism: An overview of some recent research using Swiss data », Swiss National Bank.

ANNEXES

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root Tableau 6 : Burkina, test de racine unitaire

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root Tableau 7 : Cote d'Ivoire, test de racine unitaire

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root Tableau 9 : Sénégal, test de racine unitaire

Included observations: 30 after adjusting endpoints Standard errors & t-statistics in parentheses

INT	CRDT	MM	INF	INV	PIB
INT (-1) 0.812201	51912.55	-27.21923	0.041016	-18.18776	-47.83397
(0.16015)	(21441.1)	(27.0213)	(1.02292)	(16.7976)	(81.6380)
(5.07159)	(2.42117)	(-1.00733)	(0.04010)	(-1.08276)	(-0.58593)
CRDT (-1) 5.81E-07	0.428417	0.000312	-8.43E-06	-0.000204	-0.000137
(1.4E-06)	(0.19145)	(0.00024)	(9.1E-06)	(0.00015)	(0.00073)
(0.40599)	(2.23774)	(1.29319)	(-0.92270)	(-1.36123)	(-0.18742)
MM (-1) -0.001170	175.2740	0.656538	-0.000812	0.319761	0.645652
(0.00127)	(169.954)	(0.21419)	(0.00811)	(0.13315)	(0.64711)
(-0.92163)	(1.03130)	(3.06527)	(-0.10012)	(2.40155)	(0.99775)
INF (-1) -0.044560	2144.016	7.775522	0.104824	1.800070	33.89561
(0.03188)	(4267.75)	(5.37845)	(0.20361)	(3.34349)	(16.2496)
(-1.39790)	(0.50238)	(1.44568)	(0.51483)	(0.53838)	(2.08593)
INV (-1) 0.002383	67.76355	0.087100	-0.000319	0.744951	-0.664635
(0.00096)	(128.350)	(0.16175)	(0.00612)	(0.10055)	(0.48870)
(2.48621)	(0.52796)	(0.53847)	(-0.05202)	(7.40853)	(-1.36001)
PIB (-1) 4.47E-05	44.80954	0.048459	0.000676	-0.041987	0.922692
(0.00029)	(38.2435)	(0.04820)	(0.00182)	(0.02996)	(0.14561)
(0.15643)	(1.17169)	(1.00544)	(0.37077)	(-1.40138)	(6.33655)
C -0.151960	113565.4	-150.0482	20.48842	597.5561	1176.195
(2.02460)	(271061.)	(341.606)	(12.9318)	(212.358)	(1032.08)
(-0.07506)	(0.41897)	(-0.43924)	(1.58434)	(2.81391)	(1.13964)
R-squared 0.875094	0.958542	0.983222	0.247701	0.890253	0.991963
Adj. R-squared 0.842509	0.947727	0.978845	0.051449	0.861623	0.989866
Sum sq. resids 31.86750	5.71E+11	907239.1	1300.144	350595.9	8281234.
S.E. equation 1.177091	157593.5	198.6081	7.518510	123.4638	600.0447
F-statistic 26.85630	88.63045	224.6362	1.262160	31.09549	473.1289
Log likelihood -43.47399	-397.6158	-197.3226	-99.10365	-183.0610	-230.4927
Akaike AIC 3.364933	26.97439	13.62151	7.073576	12.67074	15.83285
Schwarz SC 3.691879	27.30133	13.94845	7.400523	12.99768	16.15979
Mean 8.106333 dependent	2411060.	2390.860	5.755472	1185.657	9542.673
S.D. dependent 2.966078	689287.9	1365.487	7.719720	331.9007	5960.768
Determinant Residual	5.23E+24
Covariance
Log Likelihood	-1109.166
Akaike Information Criteria	76.74438
Schwarz Criteria	78.70606

Period	S.E.	INT	MM	CRDT	INF	INV	PIB
1	1.030655	100.0000	0.000000	0.000000	0.000000	0.000000	0.000000
2	1.403570	91.38160	4.988108	2.91E-05	0.916251	2.705778	0.008233
3	1.628628	85.89325	5.566646	0.154467	1.676045	6.682183	0.027405
4	1.775191	80.44983	4.969718	0.628752	2.546129	11.21361	0.191960
5	1.882262	74.45741	4.431493	1.310786	3.561982	15.64181	0.596517
6	1.972490	68.37106	4.355203	2.018507	4.649545	19.34964	1.256052
7	2.057026	62.86718	4.749811	2.609314	5.701512	21.96902	2.103163
8	2.138935	58.41789	5.433028	3.019062	6.632668	23.46907	3.028279
9	2.216730	55.15707	6.188500	3.253038	7.404635	24.06714	3.929625
10	2.287392	52.95839	6.857438	3.353434	8.020041	24.06989	4.740804

Period	S.E.	INT	MM	CRDT	INF	INV	PIB
1	173.9003	0.531172	99.46883	0.000000	0.000000	0.000000	0.000000
2	260.2365	1.543597	90.56385	4.885489	2.621027	0.104362	0.281674
3	330.6233	2.016939	86.30930	5.764156	5.040547	0.080568	0.788490
4	391.4510	2.505765	83.12613	5.766843	7.141836	0.063570	1.395853
5	446.8304	3.046300	80.11471	5.624607	9.045719	0.125321	2.043345
6	498.7872	3.576518	77.06772	5.508084	10.82103	0.314445	2.712210
7	548.3381	4.025772	73.94726	5.458120	12.51067	0.655143	3.403039
8	596.0615	4.344341	70.76724	5.477285	14.14167	1.147674	4.121798
9	642.3508	4.511617	67.55984	5.554686	15.72792	1.773112	4.872822
10	687.5179	4.533045	64.36366	5.674765	17.27252	2.499997	5.656006

Period	S.E.	INT	MM	CRDT	INF	INV	PIB
1	137988.0	7.948218	0.375838	91.67594	0.000000	0.000000	0.000000
2	178414.3	17.77755	12.34158	67.82090	1.413356	0.134205	0.512407
3	208843.1	20.88734	21.02345	53.10647	2.842070	0.855105	1.285568
4	234988.2	19.77723	29.04244	43.24900	4.183072	1.805960	1.942295
5	259710.9	16.95062	36.80609	35.96924	5.371107	2.522786	2.380148
6	284592.0	14.12499	43.78523	30.27299	6.391893	2.795874	2.629024
7	310226.8	12.12405	49.42483	25.72847	7.284698	2.675237	2.762719
8	336519.2	11.06337	53.48777	22.12547	8.118163	2.349366	2.855860
9	363043.1	10.68951	56.04379	19.31777	8.962786	2.018711	2.967430
10	389341.2	10.66607	57.32458	17.17055	9.873093	1.826891	3.138817

Period	S.E.	INT	MM	CRDT	INF	INV	PIB
1	6.583170	0.175862	66.37634	5.050601	28.39719	0.000000	0.000000
2	6.699282	0.419471	64.74149	6.609807	28.14422	0.002182	0.082829
3	6.757751	1.153435	63.80502	7.224660	27.68508	0.035100	0.096706
4	6.809857	1.880338	63.23809	7.353758	27.26304	0.169530	0.095249
5	6.857770	2.322914	62.95529	7.326421	26.88818	0.411197	0.095996
6	6.904742	2.476843	62.93648	7.247827	26.53632	0.704884	0.097645
7	6.954416	2.467226	63.12192	7.150108	26.18003	0.982290	0.098425
8	7.009248	2.436750	63.42633	7.041006	25.80429	1.193263	0.098361
9	7.069745	2.482519	63.76560	6.924002	25.41174	1.317956	0.098185
10	7.134723	2.638240	64.07361	6.805205	25.01923	1.364613	0.099105

Period		S.E.	INT		MM		CRDT		INF		INV		PIB
1		108.1043	0.980910		18.26154		0.336375		0.110442		80.31073		0.000000
2		163.7687	5.561934		35.02037		4.358083		0.096654		54.42901		0.533952
3		207.2997	12.37471		41.27922		4.436720		0.161527		40.65791		1.089908
4		242.7485	18.80845		44.02446		3.722094		0.167273		31.82365		1.454074
5		270.9733	23.93508		45.20679		3.060904		0.139377		26.04883		1.609024
6		292.6252	27.64804		45.62351		2.625520		0.128403		22.36601		1.608514
7		308.7012	30.09597		45.63478		2.418128		0.182886		20.14567		1.522561
8		320.4292	31.49012		45.40134		2.398848		0.343058		18.94728		1.419349
9		329.0582	32.05346		44.99130		2.518306		0.636455		18.44276		1.357715
10		335.6899	32.00613		44.43433		2.727139		1.074208		18.37670		1.381482
Variance Decomposition of PIB:
Period		S.E.	INT		MM		CRDT		INF		INV		PIB
1	525.3962			0.910105		32.64574		4.397805		32.61828		0.000150		29.42792
2	908.8471			1.803520		46.06900		3.772830		29.63620		0.511275		18.20717
3	1210.089			2.732079		48.92199		3.624664		28.50229		1.199633		15.01934
4	1468.761			3.491130		48.92846		3.769388		28.10845		2.045934		13.65664
5	1701.984			3.966874		47.77168		4.051557		28.14099		3.019007		13.04989
6	1917.824			4.157772		46.05603		4.394952		28.45566		4.069055		12.86652
7	2120.959			4.118230		44.07160		4.756410		28.95749		5.141778		12.95449
8	2314.551			3.920012		41.98523		5.108416		29.57463		6.187779		13.22394
9	2500.866			3.631050		39.90294		5.433291		30.25179		7.167956		13.61298
10	2681.545			3.305490		37.89454		5.720808		30.94776		8.055779		14.07563

TABLE DES TABLEAUX

Tableau 2 : Test de racine unitaire (ADF Test, seuil 5%), tableau récapitulatif ..57

TABLE DES GRAPHIQUES

Graphique 1 : UEMOA ; Evolution des Investissements et du Crédit au secteur privé........3
Graphique 2 : Inflation dans l'UEMOA . 40

Graphique 5 : Fonction de réponse suite à un choc sur le taux d'intérêt .61

Graphique 6 : Fonction de réponse suite à un choc sur la masse monétaire 62

Graphique 7 : Fonction de réponse suite à un choc sur le crédit à l'économie 63

Transmission de la politique monétaire dans l'UEMOA: une étude empirique par le canal du taux d'intérêt