Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Centre d'Études et de Recherches sur le Développement International

Rapport de stage académique
Banque des États de l'Afrique Centrale,
Services Centraux, Direction des Études
26 mai au 31 juillet 2008

CHOCS DE PRIX DU PÉTROLE ET MACROÉCONOMIE
AU TCHAD

Ousman Aboubakar Mahamat

Master I « Analyse Économique et Développement International »
Université d'Auvergne, CERDI

Encadrement :

Séverin Yves Kamgna

Chef du Service de la Programmation Monétaire
et de Surveillance Multilatérale
Direction des Études, BEAC

TABLE DES MATIÈRES

Table des matières i

Remerciements ii

Présentation de la Banque des États de l'Afrique Centrale iii

Résumé iv

Introduction 1

Chapitre 1 : Revue de la littérature 3

1. Effets d'un choc de prix du pétrole sur l'activité économique 3

2. Canaux de transmission 5

3. Asymétrie de la relation prix du pétrole et variables macroéconomiques 7

Chapitre 2 : Partie empirique 10

1. Modèle VAR 10

2. Données et spécification du modèle 12

3. Propriétés des séries 14

4. Estimation et interprétation des résultats 16

Conclusion 20

Bilan de l'expérience professionnelle 22

Bibliographie 23

Annexes 26

Mots - clés : chocs de prix du pétrole, VAR structurel, fonction de réponse impulsionnelle.

REMERCIEMENTS

Que Monsieur Philibert ANDZEMBE, Gouverneur de la Banque des États de l'Afrique Centrale (BEAC) trouve ici nos vifs remerciements pour l'accueil au sein de la structure qu'il dirige. Nous renouvelons ces remerciements aussi à l'endroit des Messieurs Rigobert Roger ANDELY, Vice - Gouverneur, Abbas MAHAMAT TOLLI, Secrétaire Général, et Gata N'GOULOU, Secrétaire Général sortant de la BEAC.

Nous remercions beaucoup Annie CUER, chargée de relations institutionnelles au CERDI, pour tous les efforts déployés afin que ce stage soit possible. Au cours de nos travaux de stage, nous avons bénéficié de l'encadrement, du suivi et des conseils des Messieurs Severin Yves KAMGNA, chef du Service de la programmation monétaire et de surveillance multilatérale (Direction des Études) et Thierry Emile MVONDO, chef du Service de l'enseignement (Direction de la Formation). Leurs concours ont été déterminants dans l'aboutissement de notre travail. Nous leur témoignons ici toute notre reconnaissance.

Enfin, de nombreuses autres personnes ont aussi contribué à la réussite de notre stage par le biais d'échanges fructueux et en facilitant notre insertion au sein de la Banque. Nous citerons particulièrement Messieurs Martin EBODE EBAH, Laurent UM BAHEBEG, Gervais Côme NTONGA, Evrard Ulrich MOUNKALA, NDINGWAN Alfred Chi, Edgar DJERASSEM. Qu'ils reçoivent tous l'expression de notre profonde gratitude.

PRÉSENTATION DE LA BANQUE DES ÉTATS DE L'AFRIQUE
CENTRALE

La Banque des États de l'Afrique Centrale est un établissement multinational créé lors des Conventions de Coopération monétaire signées entre les cinq pays fondateurs (Cameroun, République Centrafricaine, Congo, Gabon et Tchad) et entre ces derniers et la France les 22 et 23 novembre 1972 à Brazzaville (Congo). La Guinée - Équatoriale a intégré la BEAC en 1985.

Les principales missions dévolues à la BEAC sont l'émission de la monnaie (le franc CFA) et la garantie de sa stabilité, la définition et la conduite de la politique monétaire au sein des pays membres de l'Union, la détention et la gestion des réserves de change des pays membres, et la promotion du bon fonctionnement du système des paiements dans l'Union.

Pour la conduite des missions (administration, gestion) et le contrôle des activités de la BEAC, une structure composée de nombreux organes a été mise en place. Le Comité ministériel examine les grandes orientations en matière de politique économique des pays membres et assure leur cohérence avec la politique monétaire commune. Un conseil d'administration est chargé de veiller au bon fonctionnement de la Banque et de mettre en place la politique monétaire commune. Au niveau local, les Conseils monétaires et financiers nationaux, recevant leur attribution du Conseil d'administration, traitent des problèmes monétaires et de crédit (examen des besoins généraux de financement, moyens appropriés pour les satisfaire). A côté de ces organes de décision, il existe deux organes de contrôle : le Collège des censeurs, qui assure le contrôle des opérations de la Banque, et le Comité d'audit.

Le fonctionnement des services de la BEAC est assuré par le Gouverneur, aidé d'un Vice - Gouverneur et d'un Secrétaire Général. Au niveau des services centraux (siège de la BEAC), douze (12) directions centrales se repartissent en trois (3) directions générales, en plus de huit (8) départements. Chaque pays abrite une Direction nationale et des agences. En 2005, l'effectif du personnel de la BEAC était de 2 025 employés. La Direction des Études où s'est déroulé le stage est rattachée à la Direction Générale des Études, Finances et Relations Internationales. Ses activités portent principalement sur le suivi de la conjoncture et l'élaboration des notes et publications sur l'environnement international et l'évolution économique, monétaire et financière dans la Sous-région.

RÉSUMÉ

Réalisé à la Banque des États de l'Afrique Centrale (BEAC) dans le cadre du master I « Analyse économique et développement international » au Centre d'Études et de Recherches sur le Développement International (CERDI), ce rapport de stage analyse les effets possibles des chocs de prix du pétrole sur l'économie tchadienne. L'étude se limite juste au PIB réel, principal indicateur de l'activité économique, et à l'indice des prix à la consommation.

De nombreux travaux empiriques ont mis en évidence les effets récessionniste et inflationniste d'un choc sur les prix du pétrole. Les mécanismes de transmission s'opèrent des côtés de l'offre et de la demande, et aussi du côté des taux d'intérêt. Il a aussi été relevé que les variables macroéconomiques réagissent de manière asymétrique face à une hausse ou à une baisse des prix du pétrole. Cependant, dans le cas des pays exportateurs nets de pétrole, la réaction du PIB réel est nulle, sinon positive et l'inflation demeure inchangée. Pour le cas du Tchad, il apparaît un effet récessionniste, quant à l'inflation, bien que faible, sa réaction est instable.

Le résultat auquel est parvenue l'étude contraste avec la situation du Tchad qui est producteur de pétrole. Sur la période considérée par l'étude, 1997 - 2007, le Tchad n'a commencé à produire du pétrole qu'en 2002. Donc, l'effet moyen observé sur les variables macroéconomiques provient des deux états différents. En outre, le poids du pétrole dans l'économie tchadienne n'est pas encore aussi élevé que dans les pays qui réagissent positivement aux chocs pétroliers. Et enfin, la production du brut tchadien est assurée par des compagnies étrangères. Seule une partie des recettes réintègre le circuit économique local alors que, d'un autre côté, le Tchad importe toute sa consommation en hydrocarbures. On peut donc imaginer que l'effet positif de la partie des recettes reçues ne suffit à compenser les coûts liés aux besoins en produits pétroliers. L'indice des prix à la consommation, bien que variant beaucoup à la suite des chocs, réagit faiblement. Ce résultat est certainement dû à la faiblesse du dollar américain face à l'euro et à une probable saisonnalité dans les indices des prix trimestriels.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Introduction

INTRODUCTION

L'évolution des prix du pétrole (doublement en un an : 2^e trimestre 2007 - 2^e trimestre 2008) est, depuis plus d'un semestre, l'objet de grandes préoccupations économiques internationales. Malgré le ralentissement de la croissance au niveau mondial, les cours du pétrole ne cessent d'augmenter, atteignant des niveaux inégalés dans le passé. Des négociations ont cours afin d'envisager des actions pour ralentir ces prix, car les conséquences d'un prix de baril très élevé sont nombreuses : baisse de pouvoir d'achat, crise énergétique, crise alimentaire, ... L'issue des négociations (Réunion de Djeddah sur l'énergie, 22 juin 2008) entre principaux pays producteurs et pays consommateurs de pétrole n'a pas été déterminante. Cette difficulté à parvenir à un accord prouve suffisamment que l'impact du prix élevé du pétrole sur une économie diffère selon qu'elle est productrice nette ou consommatrice nette de pétrole. La première bénéficiant de cette situation, alors que la seconde en souffre.

En se situant dans les pays d'Afrique centrale, pour la plupart producteurs de pétrole, nous analyserons les impacts possibles d'un choc des cours mondiaux de pétrole sur l'économie de la Communauté Économique et Monétaire de l'Afrique Centrale (CEMAC). En effet, il est important, dans un souci de conception de politique économique, de comprendre dans quelle mesure réagit l'économie dans son ensemble face à des tels chocs. Une autre motivation de ce rapport de stage de type recherche est que le sujet, malgré son grand intérêt, est quasiment absent dans les débats économiques de cette partie du monde.

Cette démarche exige l'utilisation des outils économétriques qui fournissent des estimations en prenant en compte l'ensemble des interrelations entre les différents secteurs de l'économie. Cependant, ces types d'outils présentent aussi des limites majeures. Même en connaissant le « vrai » modèle de l'économie, la disponibilité des informations permettant les estimations pose problème. Le problème d'identification qui se pose alors est souvent contourné en ajoutant des variables. Cet ajout de variable n'a souvent pas de justification théorique économique. Son principal fondement est statistique, c'est-à-dire rendre le modèle identifié. Cette critique est désignée dans la littérature par : critique de Sims. En réponse à cette critique, le modèle vectoriel autorégressif est une alternative, car ne posant aucun à priori sur l'exogénéité des variables. Ainsi, à partir d'un modèle vectoriel autorégressif structurel, on

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Introduction

pourra dériver des fonctions de réponse aux chocs. Compte tenu de la durée du stage, l'étude sera uniquement concentrée sur le cas d'un pays, le Tchad.

Le point de départ du travail est un large tour d'horizon de la littérature économique sur les chocs des prix de pétrole et ses conséquences. Cela permet d'aborder successivement tous les éléments saillants de ce thème à savoir les effets mêmes du choc, les mécanismes de transmission et l'épineuse question de la symétrie du choc. Pour en venir au cas du Tchad, nous n'analyserons les effets du choc de prix du pétrole que sur deux variables macroéconomiques : le PIB réel et l'indice des prix à la consommation. En effet, il est difficile d'utiliser un modèle VAR structurel avec plus de trois variables, la spécification des contraintes identifiantes posant problème. La dérivation d'une fonction de réaction sera faite après présentation des données et de la technique de VAR¹ (vectorial auregressions).

¹ Modèle vectoriel auregresif.

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Revue de la littérature

CHAPITRE 1: REVUE DE LA LITTÉRATURE

Les premières études sur la relation entre prix du pétrole et cycle économique se sont développées après 1973, notamment avec les travaux pionniers de Michael R. Darby (1981) et ceux de James D. Hamilton (1983). Ce dernier a montré qu'il existe une relation négative significative entre une hausse de prix du pétrole et la croissance du PIB réel aux États-Unis sur les périodes 1948 - 1972 et 1973 - 1980. Par la suite, de nombreuses autres études intégrant de nouvelles variables telles que le niveau général des prix, le taux du chômage, l'investissement net, confirmèrent cette thèse de relation inverse entre prix du pétrole et croissance économique.

Les prochaines sections exposent en détail les éléments théoriques des effets d'un choc pétrolier, les principaux canaux par lesquels le choc se transmet aux différents secteurs de l'économie et la symétrie de la relation entre choc pétrolier et variables macroéconomiques.

1. Effets d'un choc de prix du pétrole sur l'activité économique

Entre la seconde guerre mondiale et l'année 2005, neuf des 10 récessions qui ont frappé l'économie américaine avaient été précédées par des hausses importantes du prix du pétrole. Cette relation négative entre choc de prix du pétrole et le niveau de la production a été vérifiée par Hamilton (2005). La régression du PIB (entre 1949 et 1980) sur ses propres valeurs retardées et sur les prix en t et retardés du pétrole donne des estimations significatives et négatives aux prix du pétrole.

L'hypothèse d'un troisième facteur qui agirait en même temps sur le niveau de la production et sur le prix du pétrole est peu probable car les prix du pétrole sont exogènes et la plupart des chocs sont dus à des phénomènes tels que les conflits armés. Mais cette hypothèse d'exogénéité des prix du pétrole sera remise en cause, dans le cas des États-Unis, par Robert Barsky et Lutz Kilian (2004).

Pour analyser les effets d'une variation de la quantité du pétrole, qui est un input énergétique, sur la production, on considère une firme représentative de l'économie produisant Y selon la relation :

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Revue de la littérature

Y = F(K,L,E) (1),

où Y est le produit et K, L et E sont respectivement les facteurs capital, travail et énergie utilisés dans la production. Supposons que p est le prix à l'unité du produit, r celui du capital, w celui du travail et q celui de l'énergie. Ainsi, le profit de la firme est donné par :

PY -- rK -- wL -- qE (2).

En situation de concurrence pure et parfaite, la firme (optimisatrice) utilisera de l'énergie jusqu'au point où le produit marginal du facteur énergie égalise le prix relatif de ce dernier, c'est-à-dire :

FE (K,L,E)= ^q (3),

P

où FE (K, L, E) est la dérivée partielle de F(K, L, E) par rapport à E. En multipliant les deux membres de l'égalité ci-dessus par E et en divisant par Y, il vient :

=

qE PY ;

aF/F
aE/E

D'où :

a ln F alnE

qE =P Y= ~ (4).

D'après (4), l'élasticité du produit par rapport à la quantité d'énergie utilisée n'est autre chose que la part des dépenses en énergie dans le produit total. Cependant, dans beaucoup de pays, la part des dépenses en pétrole dans le PIB est faible (environ 4 % aux États-Unis), ce qui donnerait des baisses dans la croissance du PIB moindres que celle constatées effectivement.

Deux options s'offrent aux consommateurs d'énergie, en cas de choc sur les prix du pétrole : réduire sa consommation ou la maintenir constante en dépensant plus. Dans ce dernier cas, la dépense supplémentaire maximale du consommateur est E dq, soit par rapport au produit total :

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Revue de la littérature

Aq (5).

q

E Aq

PY = ~

Ainsi, la faible croissance du produit provient de la hausse des dépenses. Pour un revenu donné, cette hausse des dépenses conduit à utiliser moins les autres facteurs de production. Comme la mobilité des facteurs capital et travail a un coût, la baisse de la demande ou de l'offre consécutives au choc pétrolier conduisent à des capacités oisives de production, d'où le ralentissement de la croissance.

D'autres explications de la relation négative entre choc des prix du pétrole et croissance du produit mettent en cause la politique monétaire restrictive, menée après le choc, pour lutter contre l'inflation. Mais beaucoup de travaux montrent que l'impact de la politique monétaire est faible. Nous explorons ci-après les principaux canaux par lesquels le choc du prix du pétrole affecte l'économie.

2. Canaux de transmission

Les canaux de transmission de ces chocs à l'activité économique passent par l'offre et aussi par la demande. Du côté de l'offre, l'augmentation du prix du pétrole se traduit par une faible disponibilité du pétrole qui est input important dans la production. Les coûts de la production augmentent, la croissance du produit et la productivité sont ainsi réduites. Cette baisse de la productivité affecte négativement la rémunération et l'emploi.

Lors des périodes de hausse de prix de pétrole, il se produit un transfert de richesse de pays importateurs de pétrole vers ceux qui en sont exportateurs, baissant ainsi le pouvoir d'achat des ménages et des firmes dans les premiers pays et détériorant leurs termes de l'échange. La consommation est liée positivement au revenu disponible, qui baisse en cas de choc. Cependant, si les consommateurs anticipent que le choc est transitoire, ils lissent leur consommation en épargnant moins ou en empruntant plus. Ce qui a tendance à augmenter les taux d'intérêt.

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Revue de la littérature

Lorsque la hausse du prix du pétrole dure longtemps, la structure de production de l'économie change. La rentabilité dans les secteurs intensifs en pétrole baisse et cela incite les firmes à développer de nouvelles techniques de production. Ce changement dans le mode de production se fait par une réallocation du capital et du travail entre les secteurs. A court terme, si la réallocation des facteurs est coûteuse, il s'en suit une baisse de la valeur ajoutée des entreprises. Le chômage peut augmenter mais l'effet à long terme n'est pas significatif. La baisse de la valeur ajoutée peut aussi survenir par le canal du report des investissements. En effet, la volatilité des prix crée de l'incertitude, ce qui amène les producteurs à reporter les décisions d'investissement.

D'après l'effet des encaisses réelles, une augmentation du prix du pétrole entraîne celle de la demande de monnaie. Lorsque les autorités monétaires ne répondent pas par une offre supplémentaire, les taux d'intérêt augmentent et la croissance du PIB ralentit. Dans l'explication du ralentissement de l'activité économique, certains économistes mettent en cause plus la politique monétaire menée suite au choc que le choc de prix lui-même. Bernanke, Gentler et Watson² (1997) affirment, dans le cas des États-Unis, que le ralentissement économique aurait pu être évité si les taux d'intérêt n'avaient pas augmenté et montrent que la réaction de l'économie face au choc positif du prix du pétrole diffère selon que les taux d'intérêt sont maintenus constants ou non par la Réserve fédérale. Lorsque les taux d'intérêts fédéraux ne sont pas contraints à la constance, ils augmentent en cas de choc positif de prix de pétrole et le PIB diminue. A contrario, la hausse du prix du pétrole entraîne celle du PIB et de l'inflation.

La hausse de prix du pétrole crée nécessairement de l'inflation qui, elle-même, produit des effets indirects appelés des effets de second tour. Face à l'érosion du pouvoir d'achat, les ménages revendiquent une hausse de leur salaire. Les firmes, de leur côté, peuvent répercuter la hausse de l'intrant pétrole sur leurs prix de vente. Ces actions entretiennent l'inflation. L'impact sur l'inflation a été très net pendant les 2 premiers chocs pétroliers ; mais depuis les années 2000, il est de plus en plus faible. La crédibilité et l'indépendance de la plupart des banques centrales se sont renforcées depuis les années 70. La stabilité des prix est leur objectif primordial et leur réaction face aux crises est plus rapide. L'abandon, depuis lors, de l'indexation des salaires aux prix empêchent les effets de second tour de survenir. La

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Bernanke Ben S., Gentler Mark, Watson Mark (1997), Systematic Monetray Policy and the Effects of Oil Price Shocks, Brookings Papers on Economic Activity, 1, pp. 91 - 142.

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Revue de la littérature

concurrence internationale devenant plus forte, les entreprises n'ont pas la possibilité de transmettre la hausse du prix du pétrole sur le prix de leurs biens. Donc, de nos jours le risque d'inflation consécutive au choc pétrolier est moins important qu'en 1970.

Les travaux effectués au début de la décennie montrent que la relation de causalité (au sens de Granger) entre le prix du pétrole et certaines variables macroéconomiques tend à devenir statistiquement peu significative. L'argument principal est que les économies (surtout occidentales), de nos jours, dépendent moins du pétrole qu'il y a 30 ans. D'autres analysent avancent qu'il y a de plus en plus de canaux de transmission et d'effets indirects, donc la relation est devenue plus complexe. Les contextes diffèrent aussi ; lorsque survinrent les deux premiers chocs pétroliers, l'économie mondiale entrait en récession, alors qu'en 2000 la hausse du prix du pétrole intervient à un moment où l'économie mondiale est en pleine expansion (forte croissance en Asie), d'où la faible significativité de la causalité observée depuis peu.

3. Asymétrie de la relation prix du pétrole et variables macroéconomiques

Après la baisse des cours du pétrole de 1986, l'activité économique n'a pas connu une expansion considérable comme le prédisait la thèse mentionnée plus haut. Cette dernière s'avère n'être vérifiée qu'en cas de hausse des prix du pétrole. Les travaux s'orientent alors vers la vérification de la symétrie de la relation entre prix du pétrole et activité économique face à une hausse et une baisse de prix. Les études effectuées à cet effet montrent généralement que les coefficients estimés, dans le cas d'une hausse des prix, sont négatifs et significatifs ; alors que pour les baisses de prix les coefficients sont positifs, faibles et non significativement différents de zéro.

La politique monétaire peut être une explication de cette asymétrie. Les salaires nominaux étant rigides à la baisse, lorsque la politique monétaire ne mène pas d'actions pour soutenir la croissance en cas de choc sur le prix du pétrole, cela crée de l'inflation qui ralentit fortement l'activité économique. Cependant, une baisse des cours du pétrole ne stimule pas la croissance économique par une désinflation car les salaires nominaux s'ajustent.

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Revue de la littérature

En raison de la réaction asymétrique des variables macroéconomiques face aux chocs de prix du pétrole, des transformations non linéaires du prix du pétrole ont été proposées.

· Les effets d'une hausse et ceux d'une baisse sont captés respectivement à travers les deux variables suivantes :

?Oil_t⁽ = max(0, ?Oi/t)
?Oilt^- = min~0, ?Oi/t)

· Hamilton propose une autre spécification non-linéaire (net oil price increase, NOPI) qui est la variation entre le prix actuel et le prix le plus élévé au cours des 4 dernières périodes, si cette variation est positive ; zéro sinon.

NOP1t = max(0,ln(O11t) - ln(max(O11t-i, Oat-2, O¹&t-3, Otit-4)))

· La spécification Scaled Oil Price Increase (ou Decrease) SOPI (ou SOPD) tient compte de la volatilité qui a prévalu avant la hausse du prix du pétrole, car l'impact de la hausse est plus important dans un environnement où les prix étaient stables que dans un environnement où existaient déjà des fluctuations.

k

?Oil_t = 6 + 8 9:?O%&t-: + Et

j=1

Malgré des chocs d'ampleur équivalente à celle des chocs des années 70, la diminution du PIB et l'augmentation de l'inflation sont plus modérées. L'une des origines de cet assouplissement dans la relation provient de la plus grande flexibilité des salaires réels. Les rigidités de salaire entraînent un arbitrage entre maîtrise de l'inflation et stabilisation de la croissance. Pour une politique monétaire donnée et face à un choc, si les salaires réels s'ajustent moins vite alors plus vite baissera le produit et plus vite augmentera l'inflation.

L'évolution dans la conduite de la politique monétaire est un autre facteur du changement des effets des chocs pétroliers. De nos jours, l'engagement des banques centrales pour assurer la stabilité des prix est plus grand. Les stratégies de ciblage de l'inflation ont permis de réduire considérablement l'impact des chocs. Enfin, l'importance de la part du pétrole dans

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Revue de la littérature

l'économie ne cesse de décliner depuis les années 1970, réduisant ainsi l'ampleur des effets des chocs sur l'activité économique.

La relation entre prix de pétrole et croissance du PIB semble être non linéaire comme le montre la baisse des prix de 1986, qui ne s'est pas traduite par un boom économique. Cette non linéarité provient du comportement des consommateurs et des firmes, asymétrique face à la hausse et à la baisse. On n'achèterait, par exemple, pas autant de voitures en cas de baisse qu'on refuserait d'en acheter quand les prix du pétrole sont élevés.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Partie empirique

CHAPITRE 2 : PARTIE EMPIRIQUE

La méthodologie et l'interprétation des résultats de notre étude seront présentées dans cette partie. Pour l'analyse des chocs, l'outil privilégié reste le modèle vectoriel autorégressif (VAR). Cette modélisation a aussi d'autres avantages et est la réponse à la critique de Sims. Avant son estimation, il sera procédé à une description du modèle VAR, une justification des variables retenues et une étude des propriétés des séries. A partir de l'estimation, nous dériverons une fonction de réponse impulsionelle.

1. Modèle VAR

La modélisation VAR s'est développée à la suite des insuffisances de l'approche à équations simultanées relevées notamment par Christopher A. Sims. Sa critique est que la distinction entre variables endogènes et exogènes, dans ces modèles, est ad hoc. On postule l'exogénéité de certaines variables sans justification statistique. Ainsi, le modèle VAR ne pose aucun à priori sur l'exogénéité des variables du modèle. Elles ont toutes le même statut et sont traitées de la même façon.

Soit le système d'équations structurelles :

BYt = Bo + Ef-iBtYt-i + ut (¹),

où B est la matrice (k × k) des relations de simultanéité entre les Yt, les éléments de sa
diagonale principale sont 1. Bo (k × 1) et Bi (k × k) sont respectivement la matrice des

GYu

constantes et celle des paramètres associés aux décalages, respectivement. Yt = ? J est le

Ykt

Guit

vecteur des variables du modèle en t et ut = ? J la matrice contenant les écarts aléatoires

ukt

(innovations) de toutes les équations du système. Ces innovations sont indépendantes entre elles, autrement dit chacune est spécifique à une équation donc var(ut) = Ù, avec matrice diagonale contenant les variances des écarts aléatoires de chaque équation. (1) est la représentation structurelle d'un VAR d'ordre p, VAR(p).

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Partie empirique

En pré-multipliant les deux membres de (1) par B^-1, on aboutit à la forme réduite (ou standard) du modèle VAR, soit :

Yt = Ao + _lAiYt-i+ Et (2),

où AC = B^-1Bi , i = 0, 1, ... , p et Et = B^-1 ut, avec var(Et) = Ó. On remarque que les innovations de la forme réduite sont des combinaisons de celles de la forme structurelle et :

var(Et) = var(B^-1 ut) = B^-1Ù(B^-1)' = Ó (3).

L'estimation de la forme réduite ci-dessus (2) doit permettre de retrouver la forme structurelle du VAR par une identification. La forme réduite fournit les estimations de pk² + E éléments des matrices A, et n(n + 1)/2 éléments de la matrice variance-covariance . Or, pour déterminer la forme structurelle, les (n² - n) éléments de B, pk² + E éléments des Bi et n éléments de doivent être connus. Il apparaît qu'il y a moins de paramètres estimés dans la forme réduite qu'il n'en faut retrouver dans la forme structurelle. D'où, la nécessité d'imposer n(n - 1)/2 restrictions dans la forme réduite pour une identification complète.

A ce niveau se pose la question d'où poser ces restrictions pour identifier la forme structurelle et retrouver les perturbations structurelles, essentielles pour une analyse de choc. Nous savons par ailleurs qu'une matrice symétrique définie positive, comme la matrice de variance- covariance des résidus de la forme réduite, peut s'écrire sous la forme : HDH' où U est une matrice diagonale et T une matrice triangulaire avec des 1 sur la diagonale principale. En observant attentivement (3), on réalise qu'on peut identifier U à et T à B^-1 à la seule différence que cette dernière n'est pas triangulaire.

Pour parvenir à identifier le modèle et retrouver les innovations structurelles, il suffit donc de transformer les variables de la forme réduite en les pré-multipliant par B après une triangularisation qui permet, en fait, d'imposer les contraintes identifiantes. La décomposition de Choleski applique une approche purement mathématique de triangularisation. Cela est fortement contesté dans la mesure où des coefficients (non nuls) ayant une certaine

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Partie empirique

interprétation économique peuvent être annulés. De nombreux auteurs recommandent une justification économique à l'imposition des contraintes. Le modèle issu de cette dernière démarche est désigné par VAR structurel.

2. Données et spécification du modèle

Pour analyser l'impact des chocs de prix du pétrole sur les variables macroéconomiques, nous avons choisi la modélisation VAR et de limiter le cadre de l'étude au Tchad. C'est un pays membre de la Communauté Économique et Monétaire de l'Afrique Centrale (CEMAC) qui produit du pétrole depuis 2002. Les principales variables retenues sont le prix mondial du pétrole en dollar, le PIB réel et l'indice de prix à la consommation (IPC)³.

Comme décrit dans la première partie, le choc de prix du pétrole devrait agir sur la sphère réelle de l'économie. C'est ainsi que l'indice de prix à la consommation et le PIB réel ont été choisis. Ce dernier, neutralisant l'effet des prix dans la variation des PIB nominaux, est plus représentatif de l'activité réelle que le PIB nominal. Les données sur ces deux variables proviennent de la base des données de la Banque des États de l'Afrique Centrale (BEAC) servant à réaliser la programmation monétaire. La période couverte par l'analyse s'étale du 1er trimestre 1997 au 4^e trimestre 2007. L'IPC étant mesuré sur une base mensuelle, nous avons dû calculer des indices trimestriels en faisant des moyennes arithmétiques simples. Cela permet d'accorder la même importance à tous les mois. Pour le PIB réel qui est annuel, une trimestrialisation a été réalisée par la technique de Goldstein et Khan. Les prix du pétrole brut sont ceux à l'importation des États-Unis⁴. Ils représentent une bonne approximation du prix mondial du pétrole. Ces prix mensuels ont aussi été ramenés à une échelle trimestrielle par moyenne arithmétique. Toutes ces variables sont exprimées en logarithme.

Ainsi, l'écrire de notre modèle VAR, avec LO1Lt représentant le logarithme du prix du pétrole en t, L1PCt le logarithme de l'IPC en V et LP1Bt le logarithme du PIB réel en t, donne :

BYt = Bo + + ut

3

Les Annexes 1 et 2 présentent les graphiques et quelques statistiques descriptives des séries.

4
·

Disponibles dans le Monthly Energy Review de l'Energy Information Admistration du Department Of Energy

sur www.eia.doe.gov/mer/

13 13

Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

1 923 924 LO1L_t 92Z

\i2 \13 \14 [ \32

^C

34 34

r

Partie empirique

avec B = G932 ¹ ₉₃₄ J, Y_t = GL1PCti, Bo =G93Z1, Bt= et

942 943 1 LP1Bt94Z

Uit

Ut = GU2t1.

U3t

L'une des questions qui se pose à ce niveau est l'ordre de retard optimal qui permet d'avoir des écarts aléatoires non corrélés (bruits blancs gaussiens). Plusieurs critères d'information⁵ peuvent être utilisés pour retenir le nombre optimal de retard. Parmi ceux-ci, on distingue le critère d'information d'Akaike (AIC) et le critère d'information de Schwarz (SC). L'ordre de notre modèle sera celui qui minimise le critère d'information.

Tableau 1 : Calcul des critères d'information

Retard	0	1	2	3	4	5	6		7	AIC
-1.876	-9.017	-9.544	-9.690	-10.063	-10.084	-10.996	-11.010*		SC
-1.745	-8.495	-8.630*	-8.384	-8.365	-7.994	-8.514	-8.136		HQ
-1.830	-8.833	-9.222	-9.230	-9.464	-9.347	-10.12*	-9.997

Source : L'Auteur

Note : * indique l'ordre de retard optimal selon le critère d'information.

AIC, SC et HQ : Akaike, Schwarz et Hannan - Quinn Information Criterion, respectivement.

Selon le critère de Schwarz, l'ordre 2 de retard est celui qui correspond au minimum, pour un nombre de retard maximum allant jusqu'à 7. Pour les autres critères, l'ordre optimal varie, 6 pour le critère de Hannan - Quinn et 7 pour celui de Akaike. Nous retenons dans notre spécification l'ordre optimal fourni par le critère de Schwarz. Donc, notre modèle VAR est d'ordre 2. Même si la détermination de l'ordre du modèle n'exige pas que soient connues les propriétés stochastiques des séries, ces dernières sont cruciales dans la phase d'estimation.

⁵ La forme générale des critères d'information, pour un ordre p donné, est : Cr(p) = log(det Ó_c) + ST((p) où
det Ó_b est le déterminant de la matrice de variance - covariance de la forme réduite du VAR, cd une séquence
indexée sur la taille de l'échantillon f et (p(p) une fonction pénalisant les ordres de retard importants. Ainsi,

log ^logdpk². E est le

A1C(p) = log(det Ó_c) + ^d3 pk², SC = log(det Ó 1° d

_c) + _dpk² et mn = log(det Ó_c) + d

nombre de variables du modèle. Le plus souvent l'ordre optimal fourni par HQ est compris entre celui de Schwarz et celui de Akaike, c'est-à-dire p^*(SC) = p^*(HQ) = p^*(A1C).

*(A1C).

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Partie empirique

3. Propriétés des séries

Il s'agit ici de vérifier la stationnarité des séries inclues dans le modèle. Lorsque les séries sont stationnaires, l'estimation du VAR peut se faire avec la méthode des moindres carrés ordinaires, dans la mesure où dans toutes les équations on trouve les mêmes variables explicatives. Si les séries exhibent un ordre non nul d'intégration, on recherchera l'existence de relations de cointégration entre elles. En cas de cointégration, on estime un VAR cointégré aboutissant à un modèle vectoriel à correction d'erreur (VECM). Sinon, le modèle sera estimé en différence (une différenciation d'ordre permettant de stationnariser les séries). Dans le cas où on trouve un mélange de séries stationnaires et non-stationnaires, ces dernières doivent être différenciées afin de les stationnariser.

L'ordre d'intégration d'une série est le nombre de différenciations nécessaires pour la rendre stationnaire. Pour analyser la stationnarité, on teste la présence d'une racine unitaire dans la série. L'hypothèse nulle est la présence d'une racine unitaire, donc de non-stationnarité de la série. Les résultats du test de Phillips - Perron du tableau 2 ci - dessous montrent que toutes les séries sont intégrées d'ordre 1, au seuil de significativité de 5 %. Aucune des séries en différence ne présentent de tendance déterministe (trend) ni de constante significatives.

Tableau 2 : p - values associés au Test de Phillips - Perron

Variables		En niveau			En différence première
	Constante	p-value du test	Trend		Constante	p-value du test	L1PC LO1L LP1B
0,0624* (0,2561) 0,0043** (0,2067) 0,2169 (0,7427)	0,0419** (0,3190) 0,9672 (0,9458) 0,8498 (0,9198)	(0,9830) (0,9453) (0,9976)	0,9470 (0,0000) *** 0,3978 (0,0013)*** 0,9255 (0,2319)		0,7512 (0,0000)*** 0,1730 (0,0002)*** 0,1249 (0,0729)*	(0,0000)*** (0,0000)*** (0,0298)**

Source : L'Auteur

Note : Entre parenthèses sont les p - values de la statistique de Phillips - Perron. *, **, *** représentent la significativité aux seuils de 10, 5 et 1 % respectivement.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Partie empirique

Lorsque que, dans un modèle, toutes les séries sont intégrées, il convient de vérifier s'il n'existe de relation stable de long terme entre elles dont il faudrait tenir compte dans l'estimation. Dans le cas de trois variables, il peut exister au maximum 2 relations de cointégration. Le test de Johansen permet, dans un cas multivarié, de vérifier l'existence des relations de cointégration. Ce test porte sur le rang de la matrice de la relation suivante :

ÄY_t = ÐYt-i + Eî__i Ot _ÄYt-i + v_t , (4).

(4) est obtenue par une transformation de Fuller appliquée à (2). Tous les termes de la relation ci-dessus étant en différence (sauf Yt-1), on peut envisager qu'ils soient stationnaires. Pour Yt-1, le rang de la matrice apporte une partie de la solution.

·

Si le rang de la matrice est 3, c'est-à-dire est de plein rang, il faut, pour qu'il y ait relation de cointégration, que _ÐYt-isoit stationnaire (autrement dit, _Yt-i stationnaire). Le modèle peut donc être estimé à niveau.

·

Si le rang de est zéro, alors il n'existe pas de relation de cointégration et l'estimation doit se faire en différence.

· Si le rang est compris entre 0 et 3 exclus, il existe alors de relations de cointégration et l'estimation d'un VECM est alors possible.

En pratique, le test se déroule de façon séquentielle (par exclusion d'hypothèses alternatives).

On teste Ho : rang ( ) = ro contre H1 : rang ( ) > ro, pour ro = 0, 1, 2. A chaque fois que l'hypothèse nulle est rejetée, on choisit le rang suivant. Le test prend fin dès lors qu'on ne rejette pas une hypothèse nulle.

Tableau 3 : Test de Johansen

Hypothèse nulle	Valeur propre	Statistique de la trace	p - value
ro = 0	0.462947	33.10456	0.0201**
ro = 1	0.185893	8.238244	0.4403
ro = 2	0.000293	0.011702	0.9136

Source : L'Auteur

Note : ** significativité au seuil de 5 %.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Partie empirique

D'après les résultats du test de cointégration de Johansen présentés au tableau 3, les trois séries LO1Lt, L1PCt et LP1Bt n'ont aucune relation stable de long terme entre elles. L'estimation de notre modèle VAR se fera donc en première différence.

4. Estimation et interprétation des résultats

Les séries du modèle ne présentant aucune relation de cointégration entre elles (et le rang de étant égal à zéro), le modèle s'estime alors en différence. Ensuite, nous dériverons une fonction de réponse impulsionnelle pour l'analyse des effets d'un choc.

Souvent, l'estimation des VAR standards fournit des résultats difficilement interprétables économiquement. Lors de l'identification, des coefficients non nuls peuvent être annulés. C'est pourquoi, au tant que faire se peut, il est recommandé d'imposer des restrictions tirées de la théorie économique, donc construire un VAR structurel. Dans notre modèle, au moins 3 contraintes identifiantes sont nécessaires.

Le Tchad étant un pays price - taker sur le marché du pétrole brut, son comportement à travers les évolutions de son PIB réel ne devrait pas affecter les cours mondiaux, ni à court terme ni à long terme dans les conditions actuelles. Cet argument reste aussi valable entre l'indice de prix à la consommation tchadien et le prix mondial du brut. Les conditions de prix, à long terme, ne déterminent pas le niveau du PIB. A long terme, ce sont plutôt les conditions sur la productivité qui affectent la production. Une étude de Mvondo T. et Mounkala E. en cours sur les déterminants de l'inflation en zone CEMAC a montré que les prix du pétrole contribuent pour 0,25 dans la hausse de l'IPC dans le cas du Tchad. Cette information ne sera pas utilisée comme restriction, car le contexte a beaucoup évolué.

En imposant toutes ces restrictions, on arrive à l'estimation suivante :

17

Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Partie empirique

Tableau 4 : Estimation du modèle VAR

	?LO1L	?LP1B	?L1PC
Constante	0.040037	0.004362	0.008681
	[1.56576]	[1.02153]	[1.03386]
?LO1L (-1)	0.204177	0.025102	-0.093446
	[1.14602]	[0.84381]	[-1.59719]
?LO1L (-2)	0.111090	-0.010948	0.024865
	[0.69712]	[-0.41145]	[0.47516]
?LP1B (-1)	-0.057700	0.632899	-0.216917
	[-0.05454]	[3.58317]	[-0.62443]
?LP1B (-2)	-0.118751	0.106318	0.149737
	[-0.11311]	[0.60649]	[0.43431]
?L1PC (-1)	-0.745053	-0.036461	0.425397
	[-1.72659]	[-0.50604]	[3.00197]
?L1PC (-2)	-1.231832	-0.003072	-0.758593
	[-2.65965]	[-0.03972]	[-4.98762]
R^2	0.370787	0.495641	0.481040
R^2 ajusté	0.259750	0.406637	0.389458

Source : L'Auteur

Note : entre crochets sont les statistiques de Student associés aux coefficients. Les valeurs critiques au seuil de 10 % sont - 1,6448 et 1,6448.

On observe que peu de coefficients sont significatifs. Dans les équations du PIB et de l'IPC seules les réalisations des variations antérieures de ses séries sont significatives. L'objet principal de l'étude étant d'analyser les chocs de prix du pétrole, nous allons dériver les fonctions de réponse impulsionnelle.

Cette fonction fournit l'évolution d'une variable suite à une impulsion, sur elle exercée, en T, toutes les autres variables étant constantes en t = T. Cette fonction se dérive de la forme moyenne mobile du VAR.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Partie empirique

Ö~L) Yt = Et, soit Yt = Ö(L)- ^I Et,⁶ d'où Yt = ØM Et (⁵).

Ainsi, la fonction de réponse de yi face à un choc sur yi peut être écrite comme :

ayL, t+1

(6).

aEÉ,t

Mais comme les perturbations du VAR estimé sont des combinaisons des innovations structurelles, on s'aide de la relation Et = B^-1 lit pour retrouver les réponses face aux chocs structurels non corrélés (fonction de réponse orthogonalisée).

Dans notre cas, nous n'examinerons que les réponses du PIB réel et de l'indice de prix à la consommation face à un choc sur les perturbations du prix du pétrole.

Graphique 1 : Fonctions de réponse impulsionnelle

Response to Generalized One S.D. Innovations

Response of D(LPIB) to D(LOIL)

.001 .000 -.001 -.002 -.003 -.004 -.005 -.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15

Response of D(LIPC) to D(LOIL)

.010 .005 .000 -.005 -.010

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15

Le PIB réel enregistre une baisse suite à un choc sur les prix du pétrole brut. Un choc d'un écart - type produit dans le trimestre qui suit une baisse d'environ 0,005 écart - type. Au fil du temps, les effets de la baisse s'estompent progressivement. Cependant, entre le 3^e et le 4e trimestres, la décroissance reprend. Les effets du choc disparaissent définitivement du 13^e trimestre, mais dès le 9^e ces effets deviennent très peu sensibles. Ces analyses suggèrent que,

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Partie empirique

dans le cas du Tchad, l'impact d'un choc du prix du pétrole sur l'activité réelle dure un peu plus de trois ans en moyenne. Cette persistance est certainement due au fait que les produits pétroliers sont essentiellement importés. L'impact du choc se diffuse très vite et ne s'amenuise que très lentement. Contrairement aux résultats de Olomola et Adejumo (2006) et de Nagy qui montrent que, dans les cas du Nigeria et du Koweït, l'impact des chocs pétroliers est soit nul soit positif, le Tchad, bien que producteur de pétrole, connait un effet récessionniste. Ce résultat se justifie par le fait que la dépendance du PIB tchadien vis-à-vis du pétrole est encore plus faible que dans les pays précités. De plus, la production étant réalisée par des compagnies étrangères, les bénéfices sont directement placés hors du Tchad, ce qui prive des moyens pour amortir un choc sur les prix du pétrole. En fait, malgré la production du pétrole, le Tchad réagit comme étant un importateur net de pétrole (toutes les ressources tirées de la vente du pétrole n'entrant pas dans les circuits de l'économie).

Le comportement de l'IPC, après un choc sur les prix pétroliers, est quelque peu erratique. Des phases de baisse de l'indice des prix succèdent à des phases de hausse. La durée des effets sur l'IPC s'étale plus longtemps que dans le cas du PIB réel, il faut au moins 15 trimestres en moyenne pour les voir disparaître. La faiblesse de l'ampleur des variations de l'IPC au Tchad peut être attribuée à la hausse du dollar face à l'euro à laquelle est rattaché le franc CFA. Un franc CFA fort par rapport au dollar atténue quand même les pressions inflationnistes provenant des marchés mondiaux. Toutefois, cette analyse reste très limitée car elle ne concerne que ces derniers trimestres. Ces alternances des phases de hausse et de baisse trouvent difficilement une interprétation économique. Il est alors à soupçonner fortement un comportement saisonnier dans l'indice trimestriel des prix à la consommation du Tchad.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Conclusion

CONCLUSION

Le thème de l'impact de choc des prix du pétrole sur l'économie a nourri une abondante littérature. Même si les conclusions sur les effets récessionistes de l'activité économique et ceux inflationnistes sont largement partagées, le débat est loin d'être clos quant aux canaux de transmission et au rôle de la politique monétaire. Les principaux canaux de transmission demeurent ceux liés à l'offre (augmentation des coûts de production), ceux liés à la demande (baisse de pouvoir d'achat) des biens et services et le taux d'intérêt. Ce dernier canal divise les économistes, certains attribuent l'amplification des effets aux restrictions imposées sur le taux d'intérêt pour éviter l'inflation. Pour d'autres, les chocs auraient la même ampleur quelles que soient les conditions sur les taux d'intérêt.

Le contexte actuel de hausse persistante des prix du pétrole relance de plus belle le débat. Cependant, depuis plus de trois décennies que le sujet préoccupe, peu d'études ont porté sur les pays de l'Afrique, sinon de la CEMAC. Un cas réalisé au Nigeria a montré que les résultats étaient différents de la majorité des cas. C'est ainsi que l'investigation menée dans cette étude a pu montrer que l'effet récessionniste du choc des prix du pétrole est bien présent au Tchad. Cet effet est dû à la dépendance relativement faible vis-à-vis du pétrole et aussi au placement de l'essentiel des ressources pétrolières hors du circuit économique national. Mais l'impact sur le niveau des prix n'est pas discernable, certainement à cause d'un phénomène de saisonnalité non pris en compte dans les données. L'approche mise en oeuvre pour l'évaluation des impacts a été celle de VAR structurel. Des restrictions de long terme liant le PIB réel, l'IPC et les prix mondiaux du pétrole ont été imposées et ont permis de dériver des fonction de réponse impulsionnelle. Pendant la période retenue pour l'étude, le Tchad était d'abord importateur puis importateur et producteur de pétrole. Ce changement aurait peut être un impact sur les résultats.

Au vu de ces résultats, les actions que pourrait entreprendre le gouvernement tchadien seraient d'accroître la part des revenus tirés du pétrole automatiquement disponibles. Ainsi, en cas de hausse substantielle des prix du pétrole, on pourrait s'attendre à un effet positif sur l'activité. Mais, si cette mesure a l'avantage de profiter des hausses de prix, elle accentue par ailleurs la vulnérabilité économique à cause de l'exposition accrue aux chocs. Pour limiter cet inconvénient, il peut être envisagé la mise en place d'un fonds pour la stabilisation des prix

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Conclusion

des produits pétroliers. Cela permettra d'atténuer les effets pervers de la volatilité des prix et les hausses des coûts de production.

Pour des mesures plus précises de politique économique, une étude permettant de mettre en évidence les canaux par lesquels se transmettent les chocs est nécessaire. A cet effet, l'évaluation d'impact pourrait être faite à travers un modèle d'équilibre général dynamique stochastique (Dynamic Stochastic General Equilibrium). Il serait aussi préférable de disposer des données suffisantes pour réaliser l'évaluation depuis 2002 pour ne retenir que la période d'exploitation du pétrole.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad Bilan de l'expérience professionnelle

BILAN DE L'EXPÉRIENCE PROFESSIONNELLE

Un peu plus de deux mois durant, nous avons côtoyé l'univers de la Banque des États de l'Afrique Centrale (BEAC). Le contact avec ce milieu a été profitable pour nous à bien des égards, même si quelques difficultés n'ont pu être évitées.

Initialement prévu pour trois mois, la durée du stage a été écourtée de trois semaines au début, pour des raisons d'organisation entre les services de la Banque. En plus, la première partie du stage qui devrait se dérouler au Service de la balance des paiements n'a pu s'effectuer normalement. Pour raison d'indisponibilité des agents dudit service, nous avons été orienté vers la lecture des documents conceptuels et méthodologiques de la balance des paiements (Manuel de la balance des paiements, FMI). Nous avons bénéficié d'échanges enrichissant sur les interrelations entre les principaux comptes macroéconomiques et l'impact des chocs de prix du pétrole sur ces derniers. Pour ce point, la lecture du manuel de la programmation financière du FMI nous a été très utile.

C'est au cours du passage à la Direction des Études que nous avons effectivement démarré les travaux sur le sujet ici traité. L'encadrement nous a encouragé à initier un plan de travail sur la base des conseils concernant la méthodologie de la recherche. Le chef du Service de l'enseignement nous a appuyé lors de la partie empirique (documentation sur les modèles VAR, assistance dans certaines applications d'Eviews, ...). Pendant cette période, nous avons beaucoup appris, notamment à utiliser les bases des données, trimestrialiser des séries macroéconomiques par la technique de Goldstein et Khan. D'autres contacts au sein de la Banque nous ont permis d'aborder, sans entrer dans les détails, le modèle VAR X.

La plupart des techniques développées dans la partie empirique ont été abordées lors du cours d'économétrie. Il s'agit, entre autres, du modèle VAR, des tests de racine unitaire. Pendant les lectures des manuels sur la balance des paiements, nous avons eu recours à notre cours de politique budgétaire. Cela nous a aidé dans la compréhension des relations entre les soldes macroéconomiques. Dans la synthèse de certains articles traitant des chocs de prix du pétrole (surtout ceux sur les canaux de transmission), des éléments du cours de politique monétaire et de change ont été mis à contribution.

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

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26

4.8

4.4

4.0

3.6

3.2

2.8

2.4

2.0

5.7

5.6

5.5

5.4

5.3

5.2

5.1

5.0

4.9

4.8

5.6

5.5

5.4

5.3

5.2

5.1

Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Annexes

ANNEXES

Annexe 1 : Graphiques des séries

97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07

LOIL

97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07

LP IB

97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07

LIPC

Annexe 2 : Statistiques descriptives

	IPC
Moyenne	204.0237
Médiane	205.4215
Maximum	255.6675
Minimum	172.5745
Observations	44
Source : L'Auteur.

OIL PIB

31.28523 188.9505

25.63667 160.5629

81.67667 275.8873

9.513333 123.4752

44 44

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Chocs de prix du pétrole et macroéconomie au Tchad

Annexes

Annexe 3 : p - values associés au Test de Dickey - Fuller augmenté

Variables		En niveau		En différence première
	Trend	Constante	p-value du test	Trend	Constante	p-value du test
L1PC LO1L LP1B	0,0409** (0,2336) 0,0044*** (0,1722) 0,0442** (0,4998)	0,0999* (0,4331) 0,9672 (0,9752) 0,5103 (0,8699)	(0,8378) (0,9702) (0,9663)	0,6916 (0,0000) *** 0,3978 (0,0014)*** 0,9255 (0,2454)	0,4524 (0,0000)*** 0,1730 (0,0003)*** 0,1249 (0,0780)*	(0,0005)*** (0,0000)*** (0,0288)**

Source : L'Auteur

Note : Entre parenthèses sont les p - values de la statistique de Dickey - Fuller augmenté. *, **, *** représentent la significativité aux seuils de 10, 5 et 1 % respectivement.