Partie II :
PARTIE EMPIRIQUE :
Analyse de la performance du marché financier
tunisien
(Tests de cointégration)
§ Méthode et choix de
l'échantillon :
Le recours aux tests de cointégration est maintenant
très fréquent en économétrie. Ce cadre
particulièrement intéressant pour tester la présence de
relations d'équilibre de long terme est surtout employé en
macroéconomie, notamment pour tester diverses hypothèses de
parité du pouvoir d'achat [Kugler et Lenz (1993)], pour
formuler des modèles de demande de monnaie [Johansen et Juselius
(1990), Hendry (1995), MacDonald et Taylor (1993)] ou pour examiner
des relations entre taux de change de divers pays [Baillie et
Bollerslev (1989, 1994)]. L'idée qu'une relation
d'équilibre de long terme puisse être définie entre
variables pourtant individuellement non stationnaires est à la base de
la théorie de la cointégration. La présence d'une telle
relation d'équilibre est testée formellement à l'aide de
procédures statistiques, dont les plus utilisées sont celles
d'Engle et Granger (1987) et de Johansen (1988,
1991).
Dans notre étude empirique on va s'intéresser
en première étape aux relations de cointégration entres
deux séries temporelles : l'indice boursier tunisien (BVMT) et le
taux de change (euro dinar) et ce pour une période de 3 ans allant de
2004 jusqu'à 2006 (les données sont journalières). Et en
deuxième étape on va s'intéresser à la relation
entre l'indice BVMT et le taux de marché monétaire (TMM) et ce
pour la période allant de 1992 jusqu'à 2006 (les données
sont mensuelles).
Le but de notre étude est d'analyser la performance
du marché financier tunisien à travers la comparaison entre
l'indice BVMT et d'autres facteurs économiques internes et externes en
utilisant le test de causalité de Granger et en étudiant la
cointégration entre les séries étudiés, et ce pour
voir si le marché financier tunisien est affecté par les
changements économiques divers, et si sa structure est performante.
§ Les résultats
empiriques :
Etape 1 : relation entre BVMT et le taux de change
(euro dinar).
Ce graphique décrit l'évolution de l'indice
BVMT pour des observations journalières portant sur une période
de trois ans : 2004, 2005, 2006.
Ce deuxième graphique décrit
l'évolution du taux de change EURO-DINAR pour la même
période.
Selon ces deux graphiques on peut dire que les deux
séries présentent une tendance haussière. Mais
graphiquement il parait que la tendance générale entre les deux
séries n'est pas commune. On peut poser donc comme hypothèse
l'absence d'une relation de cointégration. Mais reste indispensable de
vérifier cette relation à travers l'étude de
cointégration entre ces deux séries.
La première étape consiste à tester la
stationnarité des deux séries : BVMT et EUR_DT.
On applique le test de Dickey-Fuller de racine unitaire
à chacune des deux séries.
- Test de Dickey-Fuller sur la série
BVMT :
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ADF Test Statistic
|
1.088112
|
1% Critical Value*
|
-3.4416
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8658
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5690
|
La statistique du test égale à 1.088112 est
supérieure à la valeur critique au seuil de 1%.
Donc la série est non stationnaire.
- Test de Dickey-Fuller sur la série
EUR_DT :
|
ADF Test Statistic
|
-0.373875
|
1% Critical Value*
|
-3.4416
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8658
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5690
|
De même le test de Dickey-Fuller montre que la
série EUR_DT n'est pas stationnaire au seuil de 1%.
- Test de stationnarité sur les deux séries
en différence première :
Série BVMTRT :
Après la differenciation de la série BVMT on
peut avoir le graphique des rendements suivant :
|
ADF Test Statistic
|
-15.82767
|
1% Critical Value*
|
-3.4417
|
|
|
|
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8658
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5690
|
Le test de stationnarité de Dickey-Fuller sur la
série BVMTRT en différence première montre qu'elle est
stationnaire.
Série EUR_RTDT
Après la différenciation de la série
EUR_DT on peut avoir le graphique des rendements suivant :
|
ADF Test Statistic
|
-12.45644
|
1% Critical Value*
|
-3.4417
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8658
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5690
|
De même le test sur la série EUR_DTRT montre qu'elle
est stationnaire.
Les séries BVMTRT et EUR_DTRT sont toutes les deux
intégrées d'ordre 1. Elles ont donc le même ordre
d'intégration.
- Etude de la cointégration entre BVMTRT et
EUR_DTRT :
Les deux séries sont intégrées
d'ordre 1. Donc on peut chercher une relation de cointégration entre les
deux séries.
L'endogène serait alors BVMT dans la mesure
où il semble raisonnable de penser que c'est le taux de change
(EUR_DT : l'exogène) qui a une influence sur l'indice tunisien et
non l'inverse. Ceci peut être vérifié par l'application des
tests de causalité au sens de Granger.
- Test de causalité de Granger :
H0 : EUR_DTRT ne cause pas
BVMTRT
Dans la mesure où ce test doit être
appliqué sur des séries stationnaires, il a été mis
en oeuvre sur les séries en différence première.
|
Pairwise Granger Causality Tests
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|
Null Hypothesis:
|
Obs
|
F-Statistic
|
Probability
|
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BVMTRT does not Granger Cause EUR_DTRT
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753
|
1.65688
|
0.19143
|
|
EUR_DTRT does not Granger Cause BVMTRT
|
0.19832
|
0.82015
|
Si la probabilité est inférieure au seuil
statistique (0,05), l'hypothèse nulle d'absence de causalité est
rejetée. On constate ici que la série EUR_DTRT ne cause pas
BVMTRT (0.8205> 0,05) et de même la série BVMTRT ne cause pas
la série EUR_DTRT (0.19143>0,05).
Afin de vérifier l'absence de cointégration on
va appliquer par la suite le test de Dickey-Fuller sur les résidus de la
relation de régression.
- Estimation de la relation
statique :
On régresse BVMT sur une constante et sur EUR_DT.
|
Dependent Variable: BVMT
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Method: Least Squares
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Variable
|
Coefficient
|
Std. Error
|
t-Statistic
|
Prob.
|
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C
|
-3204.789
|
103.0154
|
-31.10981
|
0.0000
|
|
EUR_DT
|
2706.252
|
63.94111
|
42.32414
|
0.0000
|
Relation statique :
BVMTt = c + a.EUR_DTt + Zt
tel que : Zt : le vecteur des
résidus, c : constante
BVMTt = -3204,789 + 2706,252. EUR_DTt +
Zt
On récupère les résidus et on applique le
test de Dickey-Fuller sur les résidus estimés.
H0 : absence de cointegration
(Zt non stationnaire)
|
ADF Test Statistic
|
-1.066896
|
1% Critical Value*
|
-3.4416
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8658
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5690
|
La valeur de ce test est -1.066896 > à la valeur
critique (-3.4416)
L'hypothèse nulle d'absence de cointegration est
acceptée donc Zt n'est pas stationnaire. On ne peut pas alors
passer au modèle de correction d'erreurs de Johanson. Donc on passe
à la modélisation VAR pour vérifier l'absence de
causalité.
- Modélisation VAR :
|
EUR_DTRT
|
BVMTRT
|
|
EUR_DTRT(-1)
|
-0.111883
|
0.001075
|
|
écartype
|
(0.03651)
|
(0.00281)
|
|
student
|
[-3.06455]
|
[ 0.38261]
|
|
|
|
|
EUR_DTRT(-2)
|
-0.013484
|
0.000695
|
|
écartype
|
(0.03652)
|
(0.00281)
|
|
student
|
[-0.36924]
|
[ 0.24739]
|
|
|
|
|
BVMTRT(-1)
|
0.071239
|
-0.494745
|
|
écartype
|
(0.46587)
|
(0.03584)
|
|
student
|
[ 0.15292]
|
[-13.8035]
|
|
|
|
|
BVMTRT(-2)
|
0.716988
|
-0.198339
|
|
écartype
|
(0.46583)
|
(0.03584)
|
|
student
|
[ 1.53917]
|
[-5.53416]
|
|
|
|
|
C
|
0.016583
|
0.001413
|
|
écartype
|
(0.00768)
|
(0.00059)
|
|
student
|
[ 2.16001]
|
[ 2.39239]
|
Le modèle VAR comporte deux équations. Dans la
première l'endogène est EUR_DTRT, et dans la deuxième,
l'endogène est BVMTRT.
EUR_DTRT =A1*EUR_DTRT(-1) +
A2*EUR_DTRT(-2) +B1*BVMTRT(-1) + B2*BVMTRT(-2)
+ C
BVMTRT = A1*EUR_DTRT(-1) +
A2*EUR_DTRT(-2) + B1*BVMTRT(-1) +
B2*BVMTRT(-2) + C
Avec :
A : coefficient de la variable EUR_DTRT.
B : coefficient de la variable BVMTRT.
C : constante.
EUR_DTRT = - 0.1118827251*EUR_DTRT(-1) -
0.0134842901*EUR_DTRT(-2) + 0.07123901112*BVMTRT(-1) + 0.7169884213*BVMTRT(-2)
+ 0.01658284622
BVMTRT = 0.001074685867*EUR_DTRT(-1) +
0.0006950777546*EUR_DTRT(-2) - 0.494745442*BVMTRT(-1) - 0.198339214*BVMTRT(-2)
+ 0.001413071877
La statistique du test de student au seuil de 5% est de
1.96 ; le coefficient ne sera significatif que lorsque la valeur de son
test sera > à 1.96.
On remarque alors que EUR_DTRT dépend de ses valeurs
passées dans un premier retard et ne dépend pas des valeurs
retardées de BVMTRT. Et BVMTRT dépend de ses valeurs
passées et ne dépend pas des valeurs retardées de
EUR_DTRT.
Donc la bourse des valeurs mobilières de Tunis ne
dépend que de son passé.
Ceci confirme le test d'absence de causalité de
granger.
Etape 2 : relation entre BVMT et le taux de
marché monétaire (TMM).
Ces deux graphiques représentent l'évolution
des deux séries BVMT et TMM sur la base des données mensuelles
pour une période de 15 ans : de 1992 jusqu'à 2006.
Selon ces deux graphiques on peut dire que la série
BVMT présente une tendance haussière alors que la série
TMM présente une tendance baissière. Mais graphiquement il parait
que la tendance générale entre les deux séries n'est pas
commune. Mais le problème consiste à savoir s'il existe une
relation de causalité entre les deux séries.
La première étape consiste à tester la
stationnarité des deux séries : BVMT et TMM.
On applique le test de Dickey-Fuller de racine unitaire
à chacune des deux séries.
- Test de Dickey-Fuller sur la série
BVMT :
|
ADF Test Statistic
|
-0.378129
|
1% Critical Value*
|
-3.4688
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8780
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5755
|
La statistique du test égale à -0.378129 est
supérieure à la valeur critique au seuil de 1%.
Donc la série est non stationnaire.
- Test de Dickey-Fuller sur la série
TMM :
|
ADF Test Statistic
|
-2.619678
|
1% Critical Value*
|
-3.4688
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8780
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5755
|
De même le test de Dickey-Fuller montre que la
série TMM n'est pas stationnaire.
Test de stationnarité sur les deux séries en
différence première :
Série BVMTRT :
|
ADF Test Statistic
|
-3.588456
|
1% Critical Value*
|
-3.4690
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8781
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5755
|
Le test de stationnarité de Dickey-Fuller sur la
série BVMTRT en différence première montre qu'elle est
stationnaire.
Série TMMRT
|
ADF Test Statistic
|
-2.619678
|
1% Critical Value*
|
-3.4688
|
|
|
5% Critical Value
|
-2.8780
|
|
|
10% Critical Value
|
-2.5755
|
|
|
|
|
De même le test sur la série TMMRT montre qu'elle
est stationnaire.
Les séries BVMTRT et TMMRT sont toutes les deux
intégrées d'ordre 1. Elles ont donc le même ordre
d'intégration.
| 
