Memoire Online - Règle de Taylor: application au cas de la banque de la république du Burundi

A l'éternel Tout Puissant A mon regretté père A ma chère mère A ma chère épouse A mon fils A mes frères et soeurs

REMERCIEMENTS

Au terme de ce travail, il nous est loisible d'adresser nos vifs remerciements à toutes les personnes sans le concours desquelles ce travail n'aurait pas vu le jour.

En premier lieu, nous adressons nos sincères remerciements à notre directeur de recherche, le Professeur Boubié Toussaint BASSOLET qui, en dépit de ses multiples obligations, a accepté de nous guider dans la réalisation de ce mémoire. Sa disponibilité, ses conseils et directives nous ont été d'une grande utilité dans la rédaction du présent travail.

Nos remerciements s'adressent ensuite à notre Co-directeur, le Docteur Frédéric NIMUBONA, pour sa disponibilité, ses encouragements, ses remarques, ses observations et corrections qui, malgré la distance, nous ont permis d'avancer dans la recherche et d'enrichir ce travail.

Puis, nous voudrions remercier tous les enseignants et personnel de l'Unité de Formation et de Recherche en Sciences Economiques et de Gestion (UFR/SEG) de l'Université Ouaga II, ainsi que tous les enseignants qui ont dispensé les cours au Campus Commun des Cours à Options (CCCO) à l'Université Marien NGouabi (Congo Brazzaville), pour la qualité de leurs enseignements et leurs intellectuels et moraux.

En plus, nos remerciements s'adressent également au personnel du PTCI et plus particulièrement au Directeur qui nous a octroyé cette bourse pour suivre cette formation ainsi que tous les participants au jury d'évaluation de ce mémoire, chacun en son honneur.

Nous tenons de plus à remercier de tout notre coeur la Direction de la BRB et, en particulier, le Gouverneur qui nous a spontanément autorisé à suivre cette formation. Nous tenons aussi à remercier tous nos collègues de la BRB qui nousont soutenu moralement durant toute cette formation.

Nos remerciements s'adressent enfin à toutes les personnes qui, d'une manière ou d'une autre, nous ont soutenu directement ou indirectement tout au long de la rédaction de ce mémoire.

SIGLES ET ABREVIATIONS, ACCRONYMES

LISTE DES GRAPHIQUES

LISTE DES TABLEAUX

TABLE DES MATIERES

RESUME

L'objectif de ce travail est d'estimer, selon la méthodologie de Taylor (1993), la fonction de réaction de la Banque de la République du Burundi. Nous testons dans un premier temps la stationnarité des variables.La méthodologie utilisée s'inspire de celle deClarida, Galí et Gertler (1998),de Mésonnier et Renne(2004) etdeDe Lucia et Lucas (2007). Dans un deuxième temps, nous estimons la fonction de réaction de la BRB par la méthode des moments généralisés. Nous utilisons la méthode de filtrage de Hodrick-Prescott comme un mode de calcul de l'écart de production utilisé dans la régression. Les résultats du test de stationnarité prouvent que toutes les variables sont stationnaires en différence première. Les résultats obtenus à partir des données annuelles (1980 à 2015), montrent que la règle estimée s'écarte de celle de Taylor. En plus, le taux de change n'a pas été pris en compte par la BRB dans la mise en oeuvre de sa politique monétaire.

Mots-clefs : filtre de Hodrick-prescott, politique monétaire, règle de Taylor, BRB.

ABSTRACT

The objective of this work is to estimate, according to the methodology of Taylor (1993), the reaction's function of Bank of Republic of Burundi. In the first time, we test the stationarity of the variables. The used methodology is inspired by that of Clarida, Galí and Gertler (1998),Mésonnier and Renne (2004), De Lucia and Lucas (2007). In the second time, we estimate the reaction'sfunction of the BRB by the Generalized Method of Moments. We use the Hodrick-Prescott filtering method to calculate the output gapused in the regression. The results of stationarity prove that all the variables are stationary in difference first. The results obtained from the annual data (1980 to 2015) show that the estimated rule deviates from that of Taylor. In addition, the exchange rate has not been taken into consideration by the BRB in the implementation of its monetary policy.

INTRODUCTION

Depuis le 19^ème siècle, des débats sur la politique monétaire, basés sur « les règles » ou « discrétion », se sont multipliés. Ils opposent les partisans de la « Currency School » de ceux de la « Banking School ». Selon les auteurs de la Currency School, la masse monétaire en circulation devait être entièrement couverte par de la réserve d'or de la Banque Centrale. C'est le système de l'étalon or^1(*). Ils ont eu satisfaction avec l'Act Peel, qui imposait à la Banque d'Angleterre une couverture intégrale de ses émissions par des réserves métalliques, ce qui équivalait à une première règle simple : la création monétaire doit respecter les variations du stock d'or de la Banque. La Banking School, quant à elle, estime que la masse monétaire en circulation doit être en rapport avec les besoins des agents économiques, et ce quel que soit le niveau d'or et des billets détenus par la Banque Centrale.

Dans les années 1950 et 1960, on observe une controverse entre le courant keynésien et le courant monétariste. Les monétaristes plaident en faveur des règles strictes pour éviter l'inflation et l'instabilité économique tandis que les keynésiens soutiennent une politique monétaire discrétionnaire.

Ainsi, jusqu'en 1977, à l'exception de l'Ecole de Chicago, la plupart des économistes croyaient en la supériorité de la politique monétaire discrétionnaire comparativement à celle fondée sur les règles. Une politique discrétionnaire correspond à une situation dans laquelle les autorités déterminent à chaque période les objectifs optimaux. Cependant, cette supériorité susdite a été remise en cause par Kydland & Prescott (1977) où ils montrent la primauté des règles de politique monétaires sur les politiques discrétionnaires. Selon ces auteurs, les stratégies des décideurs basées sur des règles accroissent leur crédibilité et sont plus optimales que celles qui reposent sur la discrétion.

A partir du début des années 1990, plusieurs travaux sur les règles de la politique monétaire ont été réalisés dans le but d'éclairer les Banques Centrales dans ses prises de décisions. C'est ainsi que naît, dans les travaux de Taylor (1993), une nouvelle règle de conduite de la politique monétaire dite : « règle de Taylor ». Ainsi, cette règle se définit comme une règle de la politique monétaire qui relie le niveau des taux d'intérêt à court terme à l'écart de production et de celui d'inflation. . Les Banques Centrales doivent, de ce fait, arbitrer à court terme entre variabilité de l'inflation et variabilité de la production.

Dès lors, cette règle a été considérée comme une source d'information complémentaire et un outil d'évaluation de la politique monétaire. Elle est destinée, de surcroit, à l'amélioration de la conduite de la politique monétaire et au maintien de la qualité des performances de cette politique. Elle permet, en outre, de déterminer le niveau du taux d'intérêt de court terme à partir de plusieurs variables telles que le taux d'intérêt réel d'équilibre, l'écart de production par rapport à sa tendance et l'écart d'inflation par rapport à une cible prédéterminée (Haddou, 2003).

Taylor (1999) identifie les avantages que procure une règle de politique monétaire par rapport à une politique discrétionnaire. Selon cet auteur, elle permet d'éviter les incohérences dynamiques, de rassurer les anticipations, de renforcer la crédibilité (laquelle améliore la performance), de réduire l'incertitude, de renforcer la confiance et enfin, de servir comme un outil pour l'évaluation de l'efficacité des actions menées. Toutefois, il recommande que ces règles soient simples, car leur performance est si proche de celle de la politique optimale.

La vérification de la pertinence de la règle de Taylor par l'estimation de la fonction de réaction des Banques Centrales a attiré l'attention particulière de plusieurs auteurs tant pour les pays développés que ceux en développement. On peut citer notamment Verdelhan (1998), Lünnemann & Rouabah (2003), Sibi (2002), Mésonier & Renne (2004) pour la zone euro ; Tenou (2002), Landry et Moustapha (2016), Abuka et al. (1998) pour les Banques Centrales de certains pays africains. De plus, la prise en compte des spécificités des économies conduit dans la plupart des temps à des résultats similaires ou différents et/ ouproches de ceux obtenus par Taylor.

Comme dans les autres pays, au Burundi, la mise en oeuvre de la politique monétaire relève des activités de la Banque de la République du Burundi depuis sa création en 1964. Ce privilège lui est actuellement conféré par la loi N°1/34 du 02 décembre 2008 portant statuts de la Banque de la République du Burundi (BRB).

Concrètement, la Banque Centrale a pour mission fondamentale de définir et de mettre en oeuvre la politique monétaire et de change. A cette fin, elle assure le maintien de la stabilité monétaire et la poursuite d'une politique de crédit et de change propices au développement harmonieux de l'économie du pays.

Le cadre actuel de politique monétaire de la BRB se caractérise par le ciblage des agrégats monétaires et l'utilisation des instruments indirects pour contrôler la masse monétaire et assurer la stabilité des prix.

Pour ce faire, la Banque Centrale exerce son action sur la base monétaire qui est l'objectif opérationnel de la politique monétaire. Elle veille à ce que l'évolution de la masse monétaire soit compatible au niveau souhaitable du taux d'inflation et de la croissance du PIB réel. Ainsi, la BRB n'a pas adopté le ciblage direct de l'inflation comme le font la plupart des autres Banques Centrales. Toutefois, les pays de l'East African Community(EAC), dont le Burundi fait partie, ont fixé, comme un des critères de convergence, un taux d'inflation maximum que l'on peut considérer comme cible. En plus, la BRB vise deux objectifs finals avec une priorité de la stabilité des prix.Ceci étant, c'est la règle de Taylor qui serait approprié. C'est pour cette raison que nous nous sommes intéressé dans ce travail, à mener une étude du cas de la Banque de la République du Burundi afin de conclure sur la pertinence ou non de la règle de Taylor.

Cependant, depuis 2005 jusqu'en 2015, le Burundi a toujours enregistré un taux de croissance du PIB réelrelativement faible, 0.7% en moyenne alors que le taux d'inflation annuelle reste tendanciellement très élevé (11,1% en moyenne mais avec une variabilité)^2(*). Rappelons que cette situation a eu lieu au moment où le Burundi, classé parmi les pays les plus pauvres du monde, préconise d'atteindre une moyenne de taux de croissance économique de10% par an correspondant à une réduction de 50% de la pauvreté par rapport à son niveau actuel de 67%^3(*).

Cet état de fait laisse penser qu'il est fort intéressant et impérieux de capter le comportement de la BRB à travers une fonction de réaction simple de Taylor et/ ou de type-Taylor. Ceci permet de capter une règle suivie par les autorités monétaires dans la prise des décisions. Ainsi, les objectifs de la BRB sont notamment d'assurer la stabilité des prix et la croissance du PIB réel.

Dans le cadre de ce mémoire, il seraitdonc important de se poser la question générale suivante : la BRB a-t-elle atteint les objectifs qui lui sont confiés ?

Selon Wicksell (1898), la fixation arbitraire du taux d'intérêt par les Banques Centrales entraine un processus cumulatif générateur de l'instabilité financière. En effet, il y a une forte chance que ce taux soit différent du rendement du capital, ce qui provoque un mouvement explosif d'inflation ou de récession.

Quant à Cateau et Murchison(2010), les règles simples de type-Taylor peuvent souvent fournir une bonne approximation de la règle optimale de la politique monétaire car lui conférant le caractère de prévisibilité dont les agents économiques privés ont besoin pour savoir comment la Banque Centrale réagira aujourd'hui et dans l'avenir.

Bien plus, De Lucia et Lucas (2007) disent que les mouvements de taux de change effectif dans la zone euro ont souvent été suivis de modifications du taux directeur. Ils ajoutent aussi que l'introduction du taux de change effectif dans l'estimation à la Taylor appliquée à la BCE a permis une nette amélioration du modèle.

Tout ceci nous amène finalement aux problèmes spécifiques à savoir le problème de la systématisation de la fixation du taux directeur et de celui d'instabilité du taux de change. Ce qui nous conduit aux questions spécifiques suivantes.

D'une part,la politique monétaire appliquée au Burundi a-t-elle une composante systématique simple de type-Taylor? Le taux de change est-elle prise en compte dans la fixation du taux directeur?

L'objectif principal de ce travail est de véri?er si la politique monétaire de la BRB peut être appréhendée à travers la règle de type-Taylor, c'est-à-dire une règle simple de politique monétaire active combinant un objectif d'in?ation et celui de production.

- Spécifier et estimer la fonction de réaction de la BRB selon la méthodologie de Taylor, c'est-à-dire mesurer les poids implicites accordés par la BRB à l'objectif de stabilité des prix ainsi qu'à celui de la stabilisation de l'activité réelle dans ses décisions ;

- Vérifier si la BRB prend en compte le taux de change dans la fixation du taux directeur.

En vue d'apporter des éléments de réponse aux questions posées ci-haut, nous avançons les hypothèses suivantes :

- H₁: La fixation du taux directeur suit une composante systématique simplede type-Taylor au cours de la période d'étude.

- H₂: Le taux de change est pris en compte dans la fixation du taux directeur.

Pour tester ces hypothèses et pour des raisons méthodologiques, ce mémoire se développe autour de trois chapitres. Le premier chapitre traite la revue de la littérature sur la règle de Taylor. Le second chapitre quant à lui fait l'objet d'une analyse descriptive de la politique monétaire au Burundi. Enfin, le troisième chapitre est consacré à l'estimation de la fonction réaction de la BRB à l'aide des techniques économétriques.

CHAPITRE I. REVUE DE LA LITTERATURE SUR LA REGLE DE TAYLOR

Le présent chapitre présente le débat sur la règle de Taylor. Il s'articule autour de deux sections. La première section fait part de la règle de Taylor et ses critiques. La seconde, quant à elle, fait une revue des travaux empiriques antérieurs sur cette règle.

Section 1. Règle de Taylor

Pour rappel, la règle de Taylor est une règle de la politique monétaire qui relie le niveau des taux d'intérêt à court terme à l'écart de production et de celui d'inflation. Ainsi, cette section s'intéresse à la présentation de la règle de Taylor, son fonctionnement et ses critiques.

I.2.1. Présentation formalisée de la règle de Taylor

Taylor (1993) a présenté une fonction de réaction de la Banque Centrale des Etas Unis (Federal Reserve Bank) simple sur les données trimestrielles pour une période allant de 1987 au 1992. Cette fonction de réaction fait intervenir trois variables à savoir : le taux d'intérêt réel d'équilibre, le gap d'inflation et le gap de production (Tenou, 2002).

: le taux d'intérêt nominal de court terme (taux des fonds fédéraux ou directeur pour les Etats Unis) que la Banque Centrale manipule par ses opérations d'open market,

(

) : le gap d'inflation : représente l'écart entre l'inflation effective et l'inflation cible

Les coefficients á et â traduisent les préférences de la Banque Centrale. Ainsi, dans cette règle Taylor a fixé les valeurs de ces coefficients à 0.5.

Selon cette spécification, quand l'inflation a atteint sa valeur cible et que l'écart entre le PIB effectif et potentiel est nul, le taux d'intérêt du fonds fédéral (

est égal à la somme du taux d'intérêt réel annuel moyen et de l'inflation. La substitution des valeurs préconisées par Taylor (2% pour

et r*) dans l'équation (1) permet d'en déduire le taux directeurselon la règle de Taylor :

Selon l'équation (3), la Fed devrait accroître son taux directeur d'un demi-point de pourcentage si le taux d'inflation s'élève d'un point de pourcentage par rapport à la cible de 2 % d'inflation de la Fed ou bien si la production s'élève d'un point de pourcentage par rapport à son niveau potentiel. Si l'inflation est à sa cible et si la production est à son niveau potentiel, alors la Fed devrait fixer son taux directeur à 2 %, soit sa moyenne historique.

I.2.2. Fonctionnement de la règle de Tylor

Les actions menées par les autorités monétaires en suivant la règle de Taylor peuvent se résument comme suit :

Ø l'autorité monétaire augmente les taux d'intérêt au cas où l'inflation excède sa cible et /ou le PIB réel excède son niveau potentiel ;

Ø lorsque le recul du PIB est amorcé, elle devra agir en baissant les taux pour encourager l'investissement ;

Ø si les écarts d'activité et d'inflation sont nuls et si les anticipations d'inflation sont négligeables, l'autorité devra fixer le taux d'intérêt directeur au niveau du taux d'intérêt réel (2% correspondant à sa moyenne historique).

I.2.3. Les critiques de la Règle de Taylor

Malgré l'apport opérationnel et descriptif de la règle de Taylor et son efficacité à représenter le comportement de la Banque Centrale américaine, elle a fait l'objet d'intenses critiques par divers auteurs.

Premièrement, beaucoup d'économistes ont gardé les coefficients identiques (á=â=0.5), quel que soit le pays, à ceux que Taylor avait utilisé dans le cas des Etats Unis. Or, ces coefficients reposent sur une justification imprécise et n'ont aucune raison d'être égaux pour tous les pays avec des structures économiques différentes (Sidibe, 2012). Taylor montre seulement que son choix est guidé par le fait que le taux d'intérêt observé aux Etats Unis et celui qui est calculé sont presque identiques. Concrètement, son équation traduit les directions de l'inflation et de l'output sur base des coefficients algébriques et les données passées de l'économie américaine entre 1987 et 1992. D'ailleurs, il précise que rien ne permet de déterminer si á devait être plus grand ou plus petit que â.

Dans la perspective où ces règles de conduites préservent leurs caractères normatifs, il est tenu à Taylor (1993) de démontrer que les directions suivies par l'inflation et l'output découlant de ces coefficients égaux, doivent être optimaux.

Deuxièmement, Sachs (1996) a montré que l'introduction d'une anticipation d'inflation conduit à un rapprochement du comportement des Banques Centrales qui doivent par conséquent agir à titre préventif, puisque l'inflation cible prend des taux variant selon les phases conjoncturelles. En outre, pour décrire la politique de lissage des taux d'intérêt^4(*), Sachs (1996) a montré aussi que l'introduction des taux d'intérêts retardés (lissage du taux d'intérêt) permet de réduire la volatilité de l'inflation et de l'output et aussi des taux d'intérêts courants.

Clarida et al. (1998) ont obtenu un coefficient relativement élevé associé au taux d'intérêt retardé, ce qui indiquerait que le paramètre de lissage des taux d'intérêt entre significativement dans les règles de Taylor pour les Banques Centrales sous l'étude.

Enfin, d'autres auteurs comme Levin et al. (1999), convergent sur l'idée de Sachs (1996) selon laquelle l'introduction du taux d'intérêt retardé à la règlede Taylor contribue à la déduction de la production, de l'inflation et des taux d'intérêts. Taylor (1999) a ajouté que les règles simples, en particulier les règles de Taylor (1993), se comportent bien puisqu'elles sont moins sensibles à l'incertitude inhérente aux modèles que les règles complexes.

Rudedush et Svensson (1999) et Ball (1999) ont conclu que les règles qui incluent un terme de lissage des taux aboutissent donc aux résultats médiocres et même parfois instables dans les modèles à attentes adaptives.

Quant à Alvarez, Lucas et Weber (2001), ils ont conclu qu'une règle simple peut produire des résultats instables dans un modèle où les marchés financiers sont segmentés. Ils convergent sur le fait que ces règles simples sont peu robustes en se référant aux marchés financiers et les nombres de frictions qui en découlent. Il est donc souhaitable, pour les autorités monétaires, d'être prudentes lorsqu'elles font recours à la règle de Taylor pour guider leurs décisions.

Section 2 : Travaux empiriques relatifs à la règle de Taylor

Dans cette section, nous présentons une revue de travaux empiriques sur la vérification de la règle de Taylor, d'une part dans les pays développés et, d'autre part, dans les pays en développement.

I.2.1. Résultats empiriques relatifs à la règle de Taylor dans les pays développés

Levin et al (1999) ont montré, sur des données américaines trimestrielles de 1980-1996, que la spécification simple de la règle de Taylor avec le taux d'intérêt retardé, le gap de production et l'inflation, résume l'essentiel des informations pertinentes pour la détermination du taux des fonds fédéraux. De la même manière que Taylor (1999), ils proscrivent les fonctions de réaction complexes dont la robustesse n'est pas avérée dans leur étude.

Sachs (1996), puis l'OCDE (1997)^5(*), ont généralisé la règle de Taylor en l'appliquant à l'ensemble des pays du G 7, notamment aux données françaises. Cependant, l'application rétrospective de la règle de Taylor avec ces données conduit à des résultats non concluants.

Quant à Lünnemann & Rouabah (2003), ils font une critique de la règle initiale de Taylor. En effet, l'application rétrospective de la règle de Taylor par ces auteurs sur des données relatives à l'Eurosystème se révèle peu concluante. Ainsi, pour eux, les ajustements des pondérations et/ou l'introduction de nouvelles variables sont nécessaires pour calquer sa trajectoire sur celle des taux observés. En plus, ils proposent d'étendre l'usage de la règle de Taylor à l'évaluation des effets différenciés de la politique monétaire. Le calibrage de la règle selon les paramètres estimés pour la zone euro, sur de données observées au Luxembourg tend à confirmer cette hypothèse.

Sibi (2002) a estimé, selon la méthodologie de Taylor (1993), la fonction de réaction de la Banque Centrale Européenne. La stratégie de politique monétaire annoncée par cette institution est une cible d'inflation. Ainsi, l'étude économétrique (1990:1-2000:2), menée par la méthode des moments généralisés, laisse apparaître que selon deux méthodes estimatives sur trois, la Banque Centrale Européenne suivrait en réalité la règle de Taylor.

Pour le cas de la France, Drumetz et Verdelhan (1997) font des estimations de la règle de Taylor, sur la base des données trimestrielles pour la période allant 1994 à 1997. Les résultats montrent que le taux de Taylor estimé ne décrit pas l'évolution du taux d'intérêt de court terme. Notons que ces auteurs ont retenu, comme préconisé par Taylor (1993), un coefficient de pondération de 0,5 aussi bien pour le gap de production que pour le gap d'inflation.

Cadoret et al. (2004) ont mené une étude sur la fonction de réaction de la Bundesbank. Les résultats montrent que le comportement de la Bundesbank est reproduit assez fidèlement par la règle de Taylor. Mais ce n'est pas le cas pour les autres banques centrales européennes étudiées.

Verdelhan (1998) procède à la détermination d'une fonction de réaction sur la base des données trimestrielles, dans la zone euro, portant sur la période 1979-1997. Il a estimé une règle simple de Taylor à l'aide de la méthode des moments généralisés en introduisant le lissage du taux d'intérêt dans la fonction. Les résultats montrent que le comportement de la BCE est approximativement semblable à celui de la règle de Taylor.

Mésonier et Renne (2004), à la recherche d'une règle monétaire robuste, estiment premièrement une règle forward-looking^6(*) sur une période de 1979 à 2003 dans la zone euro dont ils supposent la stationnarité des séries utilisées. Ensuite, ils estiment la règle sur la période 1985-2003 en prenant en compte la non stationnarité des séries. Cette étude retient pour innovation l'utilisation du filtre de Kalman. Ces auteurs concluent que la non stationnarité apparente ne modifie pas conséquemment la robustesse de la règle trouvée en première estimation.

Dans les pays en développement, particulièrement en Afrique, les études portant sur la vérification de la règle de Taylor sont rares. Cependant, quelques travaux sont tentés depuis 1998. Nous présentons dans la suite quelques études empiriques menées sur des pays africains.

I.2.2. Résultats empiriques relatifs à la règle de Taylor dans les pays africains

Abuka et al. (1998), en utilisant les données mensuelles allant de 1990 à 1998, cherchent à saisir la fonction de réaction des autorités monétaires de la Banque Centrale de l'Ouganda selon la règle de Taylor. Les résultats obtenus ne sont pas significatifs. En effet, ils obtiennent un coefficient de 0,11 pour le gap de l'inflation et -1,16 (négatif) pour le gap de la production. Le premier est relativement faible tandis que le second prouve le contraire à la théorie. Ils réestiment ensuite l'équation avec la prise en compte d'autres variables comme la variation des réserves internationales et le taux de change. Les résultats obtenus apparaissent relativement meilleurs mais ne permettent pas une bonne description de l'historique des taux d'intérêt.

Pour le cas de la Banque Centrale d'Algérie, Amina (2016) a étudié l'orientation de la politique monétaire en Algérie à l'aide des règles de type Taylor. Sur base des données trimestrielles pour une période allant de 1990 à 2015, à l'aide d'un modèle de régression linéaire en utilisant la méthode des moindres carrés ordinaires, elle a estimé une fonction de réaction pour la Banque d'Algérie. Les résultats empiriques ont montré que la politique monétaire menée par la Banque d'Algérie ne suit pas une règle de type Taylor.

Tenou (2002) a estimé aussi une fonction de réaction pour la BCEAO sur une base des données annuelles (1970 à 1999) et trimestrielles (1991 à 1999). Ses résultats lui permettent de conclure que la règle estimée sur les données annuelles retrace assez bien l'historique du taux du marché monétaire (surtout sur la période de 1987-1999). L'estimation sur des données trimestrielles donne aussi des résultats satisfaisants. Le coefficient de lissage du taux d'intérêt montre que la BCEAO fixe ses taux en fonction de ses taux passés. Le coefficient du taux d'intérêt retardé est 0.82 sur les données annuelles et de 0.76 sur la base des données trimestrielles. De façon générale, la BCEAO semble tenir compte des variables économiques fondamentales que sont l'inflation et l'écart de production dans la fixation de ses taux d'intérêt.

Landry et Moustapha (2016) ont mené une étude ayant l'objectif d'estimer la fonction de réaction de la BEAC et évaluer dans quelle mesure la politique monétaire de cette institution est in?uencée par l'évolution de la situation ?nancière des Etats membres de la CEMAC. Les estimations portent sur des données trimestrielles sur la période allant de 1996 à 2013. Les résultats obtenus indiquent que le taux directeur de la BEAC ne réagit ni à l'écart de production ni à l'écart d'in?ation. Ceci peut être expliqué notamment par la faiblesse des mécanismes de transmission et de l'inopérabilité du canal du taux d'intérêt.

En plus, Kamgna et al. (2009), sur les données trimestrielles de 1986 à 2006, estiment que la règle traditionnelle de Taylor ne décrit pas le comportement historique de la BEAC. En revanche, en introduisant la croissance de la masse monétaire ainsi que le différentiel du taux d'intérêt, l'étude du modèle sous le type« Forward looking» s'avère concluante. Les résultants montrent que la règle décrit assez bien le processus de ?xation des taux d'intérêt par la BEAC qui semble accorder plus de poids à la stabilisation des prix qu'au soutien à l'activité.

Zieda (2011), dans le cadre d'une politique monétaire de la BCAO sur les données trimestrielles allant de 1992 à 2010, opte pour une spécification de la règle de Taylor avec des anticipations tournées vers le futur. L'estimation par la Méthode des Moments Généralisée (MMG) a été utilisée pour l'estimation de la règle après qu'une spécification d'un Vecteur Auto Régressif (VAR) non structurel ait été analysée à travers des fonctions de réponse impulsives. Ses résultats montrent que la BCEAO fixe son taux directeur en incluant 87% de sa valeur passée, et en réagissant plus que proportionnellement à toute déviation de l'inflation anticipée par rapport à la cible d'inflation de 2%. La production n'intervient par conséquent pas dans la prise de décision de la Banque Centrale et la règle serait beaucoup proche du cadre de ciblage d'inflation.

Ce chapitre a présenté les aspects théoriques et empiriques de la règle de Taylor.

Dans la première section, une réflexion a été faite sur la règle de Taylor. Cette dernière a été considérée comme un outil d'évaluation de la politique monétaire. Certains auteurs ont critiqué cette règle tout en apportant des propositions d'amélioration. Toutefois, il s'est révélé que la règle de Taylor ou de type-Taylor reste le socle de référence dans l'évaluation des actions des autorités monétaires.

La deuxième section a rassemblé quelques travaux empiriques existant au sujet de notre thématique. L'analyse en conclut que la politique des taux d'intérêts menée par la plupart des Banques Centrales peut être formalisée à la Taylor.

La question qui se pose reste de savoir si de tels résultats peuvent être concluants pour tout pays en développement comme le Burundi. Avant d'implémenter une analyse économétrique pour répondre à cette question, nous faisons, dans le chapitre suivant, une analyse descriptive à partir des faits observés sur la politique monétaire de la Banque Centrale du Burundi.

Chapitre II : ANALYSE DESCRIPTIVE DE LA POLITIQUE MONETAIRE APPLIQUEE AU BURUNDI

Ce deuxième chapitre s'intéresse à la présentation de la politique monétaire conduite par la BRB au Burundi. Ainsi, ce chapitre s'articule autour de deux sections. La première se focalise sur la stratégie et les instruments de la politique monétaire. La seconde quant à elle se consacre l'évolution comparative des variables retenues à la règle de Taylor.

Section 1 : Stratégie et instrument de la politique monétaire de la BRB

Selon le rapport annuel (1997) de la BM, la politique monétaire est un outil quotidien dont l'emploi doit répondre à la nécessité d'assurer la couverture des besoins immédiats en liquidités du pays en favorisant autant que possible l'adéquation des ressources et emplois.

Ainsi, depuis sa création, la BRB a en effet modifié constamment ses techniques et ses modes d'intervention, en fonction de son rôle fondamental de mener une politique monétaire propice au développement harmonieux du pays.

En effet, la politique monétaire conduite par la BRB comprend deux grandes périodes. La période d'avant le Programme d'Ajustement Structurel (PAS) caractérisée par la gestion directe de liquidité et celle de la réforme monétaire qui nécessite d'avoir recours aux instruments indirects de gestion monétaire.

II.1.1. La politique de gestion directe de liquidité

Avant la réforme adoptée dans le cadre du PAS, la politique monétaire menée au moyen d'instruments directs reposait sur l'encadrement du crédit et sur la réglementation des taux d'intérêt. Les mécanismes du marché ne jouaient aucun rôle dans l'allocation des ressources et la mobilisation de l'épargne. L'octroi des crédits était basé sur des politiques de contrôle sélectif de crédit. C'est la Banque Centrale qui déterminait le volume des crédits à travers des mécanismes d'accords préalables et par conséquent celui de la masse monétaire.

Au cours de cette période, la Banque Centrale réglementait les taux d'intérêt créditeurs et débiteurs que les banques commerciales et les établissements financiers appliquaient aux opérations avec leur clientèle. Les taux d'intérêt étaient fixés administrativement avec des plafonds impliquant la réglementation des marges^7(*).

Cette pratique de contrôle direct comportait certes des avantages du fait que les instruments directs sont relativement efficaces pour influer directement sur la croissance des agrégats monétaires et/ou pour contrôler les taux d'intérêts. En plus, ils permettent d'atteindre facilement les résultats escomptés.

Cependant, ce système présentait également un problème d'inefficience dans l'affectation des ressources. En plus, l'utilisation des instruments directs ne permettait pas la concurrence des banques et les établissements financiers. Elle introduisait des distorsions dans le portefeuille des banques et des établissements financiers.

C'est pourquoi ce système a été remplacé, à partir du second trimestre 1986, par un autre indirect de régulation monétaire.

II.1.2. Le système indirect de régulation monétaire

L'adoption du PAS, qui date du début du second semestre 1986, visait à corriger les déséquilibres macro-économiques. Dans ce sens, la réforme intervenue en matière monétaire consistait à la libéralisation de la distribution du crédit par la suppression des autorisations préalables de la Banque Centrale et des taux d'intérêts (créditeurs et débiteurs), la modification des modalités d'intervention de la Banque Centrale sur la liquidité bancaire et le renforcement de la supervision bancaire.

Contrairement aux instruments directs basés sur le contrôle quantitatif des crédits et sur des réglementations des taux d'intérêts, les instruments indirects s'appuient davantage sur les mécanismes du marché dans l'affectation du crédit et la détermination des taux d'intérêt par les institutions financières.

A cette fin, la Banque Centrale a procédé à la réduction du nombre des taux créditeurs, des taux débiteurs et celui de refinancement. Jusqu'à présent, les banques commerciales et les établissements financiers fixent librement les taux de rémunération de l'épargne et les taux débiteurs sur les crédits à octroyer.

En plus, la Banque Centrale a instauré pour ses interventions, des instruments indirects de la politique monétaire. Le but recherché est d'assurer un contrôle efficace de la masse monétaire (M₂).

Pour que le contrôle de cet agrégat soit efficace, la Banque Centrale exerce son action sur la base monétaire qui est l'objectif opérationnel de la politique monétaire. Elle veille à ce que l'évolution de la masse monétaire soit compatible au niveau souhaitable du taux d'inflation et de la croissance du PIB réel. Ceci peut être schématisé de façon suivante :

Source : Busogoro (2014), « Efficacité de la politique monétaire au Burundi », BRB, Etudes et Statistiques.

Ainsi, la Banque Centrale décide des actions en utilisant les instruments à sa disposition. Il s'agit notamment des réserves obligatoires, des appels d'offres de liquidité, la vente des devises et la facilité du prêt marginal.

Ce système permet à la Banque Centrale d'ajuster le niveau de la liquidité aux besoins réels des banques tout en assurant un suivi permanent du programme monétaire. A cet effet, la Banque Centrale contrôle la liquidité bancaire à travers les opérations d'appels d'offres normaux d'apport ou de reprise de liquidité qui agissent sur les avoirs intérieurs nets. Elle en fixe librement la durée et la périodicité. Les appels d'offres de liquidité peuvent être à taux fixe^8(*) ou à taux variables^9(*).

Ainsi, ceci permet à la BRB d'agir en cas d'un choc ayant conduit à une augmentation (diminution) imprévue de la liquidité bancaire, elle peut, à sa propre initiative, prêter ou reprendre de la liquidité aux banques par le moyen d'appels d'offres rapides dont toutes les étapes sont exécutées le même jour. Ceci se fait sur un marché interbancaire sur lequel la Banque Centrale achète ou vend des titres^10(*) (certificats du trésor).

La BRB a mis à la disposition des banques une fenêtre pour un refinancement permanent appelée facilité de prêt marginal. Contrairement aux autres modes de refinancement qui sont de l'initiative de la Banque Centrale, la facilité de prêt marginal relève de l'initiative des banques commerciales. La BRB fixe le taux d'intérêt auquel est servi ce prêt. La facilité de prêt marginal est d'une maturité journalière. Cette facilité est accordée automatiquement à la clôture de la journée, si une banque dégage un solde débiteur de son compte courant à la Banque Centrale, à condition qu'elle ait constitué des garanties suffisantes auprès de la BRB.

Si elle le juge nécessaire, la BRB peut fixer des limites aux recours à cette facilité. Ces limites peuvent être globales ou par banque et porter soit sur les montants prêtés soit sur le nombre de jours de recours par semaine.En plus de ces instruments, la BRB peut accorder à titre exceptionnel des prêts à une banque ou à un établissement financier dans le cadre de conventions bilatérales.

La BRB intervient sur le marché interbancaire en vendant ou en achetant les devises. L'intervention de la Banque Centrale est faite soit dans le souci d'orienter les conditions du marché des changes, soit dans le but de gérer la liquidité bancaire. Quoi qu'il en soit, les effets sur les avoirs extérieurs nets et sur la base monétaire sont évidents. Quel que soit l'objectif, la vente de devises aboutit à la baisse des avoirs extérieurs nets de la Banque Centrale. De l'autre côté du bilan de la Banque, c'est la base monétaire qui est affectée.

Le système des réserves obligatoires a été instauré en mars 1992. Ce système oblige les banques commerciales et les établissements financiers, ayant l'autorisation de collecter les dépôts du public, de constituer des dépôts non rémunérés à la Banque Centrale sur leurs comptes courants ouverts à leurs noms.

La loi bancaire exige à ces institutions de constituer les réserves obligatoires à la hauteur de 3% des dépôts à vue et à terme. Ainsi, la décision d'augmenter (ou diminuer) les réserves obligatoires rentre dans le cadre d'une politique monétaire restrictive (ou expansionniste).

Cette technique de gestion monétaire permet aux autorités monétaires d'agir sur les liquidités et, ceci ne s'applique qu'aux banques commerciales et établissements financiers. Elle n'exerce également aucune influence au financement monétaire du déficit budgétaire par la BC. Le contrôle exercé par ces instruments^11(*) peut paraître inefficace si le crédit de l'Etat n'est pas contenu dans des limites acceptables.

Toutefois, la crise sociopolitique éclatée en octobre 1993 au moment où s'amorçait la mise en place du cadre de la programmation monétaire, étape ultime de la réforme monétaire devant permettre d'utiliser pleinement les instruments de contrôle monétaire indirect a négativement contré les actions de la BC. Cette institution n'a pas pu bénéficier d'un environnement favorable pour conduire de façon volontariste la politique monétaire. En plus, elle n'a pas été à mesure de limiter efficacement les financements des déficits budgétaires de plus en plus croissants à l'époque.

En dépit de ce qui précède, la Banque Centrale a continué à intervenir pour limiter l'expansion de la masse monétaire et les tensions inflationnistes en procédant au relèvement du taux de refinancement, de celui des réserves obligatoires et à la détermination des plafonds individualisés de refinancement pour que l'accès aux ressources de la Banque ne soit plus automatique.

En fin de compte, la réforme des instruments de gestion monétaire devrait aboutir à une politique monétaire discrétionnaire exercé par la banque à travers le marché monétaire.

Section 2 : Evaluation de la politique monétaire au Burundi

Cette section s'intéresse à analyser l'évolution comparative d'une part, des variables retenues à la règle de Taylor et, d'autre part, des variables-instrument de la politique monétaire.

II.2.1. Evolution comparative des variables retenues à la règle de Taylor

L'objectif ici est de comparer l'évolution de l'inflation et la croissance économique au Burundi. Cela permet de voir si les objectifs de la BRB ont été atteints au cours de la période sous étude.

Figure 1 : Evolution de l'inflation comparée à la croissance économique (en %)

Par le graphique ci-dessus, on remarque qu'au cours de la période de 1980 à 1992, il existe une faible corrélation positive entre l'inflation et la croissance économique, avec néanmoins une tendance volatile. Le taux d'inflation moyen observé était inférieur à 10%.

Par contre, la période allant de 1993 à 1997 est caractérisée par une forte inflation de l'ordre de 26% en 1996 et de 32% en 1997. Cette même période est marquée par une décroissance économique avec des taux négatifs. Ainsi, cette période dégage une relation négative entre ces deux variables. La cause à tout cela peut être la crise sociale déclenchée en 1993 dont les effets néfastes en matière d'inflation se sont accrus en 1996 avec l'embargo qui a obligé les autorités à recourir sans doute au financement monétaire des déficits budgétaires.

L'année 1998, quant à elle, affiche une relation positive entre l'inflation et la croissance économique. Ceci pourrait être expliqué par la baisse de la demande des produits alimentaires occasionnée par la grande production et la suppression de l'embargo.

Enfin, on soupçonne une absence de relation entre les deux variables pour la période de 1999 à 2015. On constate une forte volatilité de l'inflation dans les années 2008 et 2012. La cause de cette flambée des prix peut être expliquée, d'une part par une sècheresse qui a secoué le pays et par la crise financière mondiale et, d'autre part, par l'augmentation des taxes sur les produits agricoles importés et la mauvaise production due aux changements climatiques. Ainsi, la baisse de l'offre des produits alimentaires a entrainé un déséquilibre entre l'offre et la demande.

Toutefois, durant la période sous étude, le taux directeur n'affiche aucune relation directement visible avec les variables faisant partie à la règle de Taylor. Cependant, la confirmation ou infirmation de cette hypothèse nécessite une investigation empirique.

II.2.2. Evolution comparative des variables-instrument de la politique monétaire

Etant donné que la masse monétaire constitue un outil d'action des autorités monétaires, le but ultime de cette analyse est d'évaluer d'une part, la relation qui pourrait exister directement entre le taux directeur et le taux d'inflation, et d'autre part, indirectement à travers l'effet du taux d'escompte sur la croissance de la masse monétaire.

Figure 2 : Evolution du taux directeur, de l'inflation et de la masse monétaire (en %)

L'analyse de ce graphique met en évidence une évolution inverse entre le taux directeur et la croissance de la masse monétaire sur la période de 1980 à 1994. Au cours de cette période, il est visible qu'à chaque fois que le taux directeur a tendance à baisser (augmenter), la croissance de la masse monétaire s'élève (baisse). De 1995 à 2015, les deux variables n'affichent aucune tendance visiblement commune.

Néanmoins, on remarque qu'il n'existe pas une relation directement visible entre le taux d'escompte et l'inflation, encore moins indirectement avec la masse monétaire. Le taux d'inflation évolue en dent de scie sur toute la période sous étude. Ce qui prouve l'inefficacité du ciblage monétaire mis au service du contrôle de l'objectif de l'inflation au Burundi. Il s'avère donc nécessaire de relever certains facteurs susceptibles d'infléchir et de limiter la répercussion de l'action du contrôle monétaire sur l'inflation au Burundi.

II.2.3. Contraintes limitant l'efficacitéde la politique monétaire au Burundi

La politique d'inspiration monétariste vise la lutte contre l'inflation par une politique monétaire restrictive. Ce phénomène se heurte aux difficultés relatives à l'effet d'anticipation des prix qui ne constitue plus un principal déterminant dans une économie « semi-monétaire de production^12(*) » comme stipulé par les monétaristes. Ainsi, la désarticulation qui est l'une des caractéristiques des économies en développement limite également l'efficacité de la politique monétaire.

En plus, l'existence des facteurs qui influencent la fonction de production nationale par le biais de la détention d'encaisses et pouvant infléchir les actions de la politique monétaire peuvent être observés. Certains sont endogènes, dont notamment la qualité du climat des affaires, de la gouvernance économique et politique, des infrastructures publiques (les routes, les écoles, les dispensaires, ...) tandis que d'autres sont purement exogènes comme les aléas climatiques, la dégradation des cours internationaux des produits d'exportation ou la montée du prix des produits pétroliers. Comme il en est au Burundi, la précarité de ces facteurs introduit des distorsions au fonctionnement du système économique d'ensemble et affectent de ce fait l'efficacité de la politique monétaire.

Bien plus, la politique monétaire ne peut pas produire des effets remarquables et durables si elle n'est pas menée, dans le cadre d'un « Policy-mix » intégral, c'est-à-dire d'une politique budgétaire adéquate^13(*). Ainsi, tous ces facteurs limitent les effets^14(*) des décisions des autorités monétaires sur l'économie réelle au Burundi.

Le deuxième chapitre était consacré à l'analyse descriptive de la politique monétaire au Burundi. L'analyse descriptive a englobé l'évolution de la gestion monétaire conduite par la BRB. De façon générale, on a remarqué que l'inefficacité de la PM est causée par des contraintes d'ordre exogène et structurel ayant des effets négatifs sur les mécanismes de transmission des impulsions monétaires.

Chapitre III. ESTIMATION DE LA FONCTION DE REACTION DE LA BRB

L'objectif de ce chapitre est de vérifier empiriquement la fonction de conduite de la politique monétaire de la BRB suivant la méthodologie de Taylor. Ainsi, ce chapitre s'articule sur deux sections : la première est consacrée au cadre théorique des tests du modèle, c'est-à-dire la spécification du modèle, la présentation des données et la méthodologie utilisée. La seconde concerne la présentation des résultats et leur interprétation.

Section 1 : Cadre théorique des tests du modèle

Cette section s'intéresse à la spécification du modèle, la présentation méthodologie utilisée ainsi qu'à la présentation des sources des données.

III.1.1. Spécification du modèle

Le modèle utilisé s'inspire de celui de Clarida et al. (1998), de Mésonnier et Renne (2004) et De Lucia et Lucas (2007) et on a limité les instruments aux seules variables retardées.

Le modèle adopté par la BRB contient des modifications à la règle de Taylor originale. Cette modification consiste à intégrer d'autres variables explicatives dont la variation peut influencer raisonnablement la prise des décisions des autorités monétaires lors de la fixation des taux directeurs.

En effet, il a été question d'une part, de prendre en compte le comportement de lissage du taux d'intérêt dans la fonction de réaction de la BRB. Pour limiter la volatilité de leurs taux directeurs, les banques centrales préfèrent procéder à une modification progressive de ceux-ci. Ceci permet de préserver la crédibilité des autorités monétaires et d'éviter les chocs-surprises qui perturberaient le marché monétaire.

D'autre part, la prise en compte de la croissance de l'agrégat monétaire « M₂»^15(*) s'avère nécessaire du fait que la BRB contrôle étroitement la croissance de cet agrégat pour des fins du ciblage intermédiaire. De ce fait, nous avons essayé d'intégrer à la règle de Taylor originale, la règle fixe passive de Friedman de croissance monétaire.

Enfin, les autorités monétaires gardent aussi une grande importance sur la préservation de la valeur externe de la monnaie burundaise. Cela se remarque du fait que la BRB contrôle le niveau des réserves de changes et cette variable fait l'objet d'investigation. Néanmoins, l'indisponibilité des données nous a contraints à utiliser le taux de change officiel comme variable proxy du niveau des réserves de change.

De façon synthétique, la règle retenue par la BRB peut s'écrire de façon suivante :

Pour respecter le principe de Taylor, on s'attend à ce que, d'une part, les coefficients de l'écart d'inflation et de celui de la production soient positifs et, d'autre part, le coefficient de l'écart d'inflation doit être supérieur à l'unité. Pour ce qui est du coefficient de lissage du taux d'intérêt, il doit être compris entre 0 et 1 pour refléter le comportement de lissage ou d'inertie de la banque centrale.

En outre, la diminution du taux directeur^16(*) entraîne une augmentation de la masse monétaire en circulation et vice versa(MISHKIN, 1993). A partir de ce phénomène, on s'attend à ce que le coefficient de la masse monétaire soit négatif. Le coefficient du taux de change officiel, quant à lui, devrait être négatif du fait que l'augmentation de la masse monétaire entraîne également une augmentation du taux de change en cotation à l'incertain.

Tableau 1 : Récapitulatifs des variables et de signes attendus des coefficients

Variables	Nature	Signes attendus des coefficients	Justification
Taux directeur	Variable expliquée
Taux directeur retardé	Variable de contrôle	(+)	Pour refléter le comportement de lissagede la banque centrale
Ecart d'inflation	Variable d'intérêt	(+)	Pour se conformer à la règle de Taylor
Ecart de production	Variable d'intérêt	(+)	Pour se conformer à la règle de Taylor
Taux de change officiel	Variable de contrôle	(-)	La diminution du taux directeur entraine une augmentation du taux de change en cotation à l'incertain (Mishkin, 1993). En plus, les autorités monétaires gardent une grande importance sur la préservation de la valeur externe de la monnaie burundaise. Cela se remarque du fait que la BRB contrôle le niveau des réserves de changes. Néanmoins, l'indisponibilité des données nous a contraint à utiliser le taux de change officiel comme variable proxy du niveau des réserves de change.
Taux de la croissance de la masse monétaire en % du PIB	Variable de contrôle	(-)	La diminution du taux directeur entraine une augmentation de la masse monétaire en circulation (Mishkin, 1993). En plus,la BRB contrôle étroitement la croissance de cet agrégat pour des fins du ciblage intermédiaire.

III.1.2. Méthodes d'estimation du modèle

III.1.2.1.Stationnarité des variables

Nous allons vérifier la stationnarité des séries ainsi que leur ordre d'intégration à l'aide des tests de racine unitaire de Dickey-Fuller Augmenté (1979) et Phillips-Perron (1988).

· Si la statistique ADF (PP) est inférieure à la valeur critique au seuil choisi, on rejette l'hypothèse nulle de non stationnarité. Elle est donc stationnaire en niveau ou intégrée d'ordre I(0).

· Si la statistique ADF (PP) est supérieure à la valeur critique au seuil de signification choisi, on accepte l'hypothèse nulle de non stationnarité. La série comporte au moins une racine unité et, par conséquent, elle est non stationnaire en niveau. Cela nécessite la transformation de la série en différence première puis en différence seconde. On applique ensuite les tests de stationnarité ci-haut cités jusqu'à ce qu'on détermine l'ordre d'intégration.

III.1.2.2. Méthode d'estimation

La procédure d'estimation s'est organisée en deux étapes. Nous commençons d'abord par estimer le modèle de base (avec écart d'inflation et celui production), puis par la suite nous intégrons les variables supplémentaires susceptibles d'être prises en compte par les autorités monétaires dans la mise en oeuvre de la politique monétaire. Il s'agit notamment de la masse monétaire et du taux de change officiel. Pour les deux cas, nous avons introduit le taux d'intérêt retardé d'une période pour vérifier si la BRB fixe son taux directeur en tenant compte de sa valeur passée.

En ce qui concerne la méthode d'estimation, nous avons utilisé la méthode des moments généralisés (MMG) ou Generalized Method Moments (GMM)telle que proposée par Arellano et Blond (1991). Le choix de cette méthode n'est pas arbitraire. Leur utilisation permet de corriger le biais d'endogénéité que pourrait causer : la variable endogène retardée figurant dans les variables explicatives, l'inobservabilité des variables anticipées (le taux d'inflation cible et le PIB potentiel) et la causalité inverse entre le taux directeur et certaines variables explicatives à savoir la masse monétaire, le taux de change et l'inflation. D'où les estimations standards tels que les MCO ou MCG seraient biaisés, donc inefficaces.

III.1.3.Sources des données

Les données utilisées dans les différentes régressions sont des données annuelles couvrant la période de 1980 à 2015(annexe 1). Ces données recueillies ont été puisées dans des rapports annuels et trimestriels de la BRB.

Comme la conduite de la politique monétaire au Burundi n'est pas caractérisée par le ciblage d'inflation, on a jugé bon de considérer le taux de l'inflation auquel tous les pays de l'EAC ont fixé comme un des critères de convergence. Ce dernier est fixé au maximum 8%^17(*).

L'output gap est la variation du logarithme de l'output observé de sa tendance potentielle. Ce dernier est obtenu en utilisant la méthode de filtrage de Hodrick-Prescott. Cette méthode aboutit à une bonne estimation de l'output potentiel. Le gap de production utilisé est donc celui obtenu par différence entre le PIB réel observé et le PIB tendanciel avec lissage du filtre HP. Notons que par définition, la méthode de HP aboutit à une série stationnaire.

Selon Taylor (1993), le taux d'intérêt réel d'équilibre est fixé à 2%. Mais d'autres économistes ont développé d'autres méthodes d'estimation de ce pourcentage. C'est ainsi que dans ce travail, il sera considéré comme étant égal à la différence entre la moyenne du taux directeur et la moyenne d'inflation, les deux moyennes étant en effet calculées sur la période couvrant l'estimation tel qu'adoptée par Smets (1998) et Kozicki (1999) [cité par Kone (2016)].

Section 2 : Présentation et interprétation des résultats

III.2.1. Analyse de la stationnarité des variables

Pour mener cette analyse, nous nous sommes servi des tests de DICKEY-FULLER AUGMENTE (ADF) et PHILLIPS et PERRON (PP). Ainsi, les résultats de ces tests de stationnarité sont synthétisés dans le tableau ci-dessous.

Tableau 2 : Résultats des tests de stationnarité des séries

	Test en niveau		Test en différence première		conclusion
Variables	ADF_C VC à 5%=2.9472	PP_C VC à 5%= 2.9472	ADF_C VC à 5%=2.9527	PP_C VC à 5%= 2.9499	conclusion
	-2,3112	-2,2608	-4.2554	-6,2346	I(1)
	-4,4783	-4,4602	-	-	I(0)
Gap_t	-3,4748	-3,4623	-	-	I(0)
	-2.1882	-2.1560	-4,1976	-7,0004	I(1)
	1,4997	1,0121	-3,6270	-3,0881	I(1)

ADF_c,PP_c :désignent augmented Duckey-Fuller calculée, Philip et Perron calculé

Sources : auteur à partir des données des rapports annuels et trimestriels de la BRB.

L'analyse de la stationnarité a révélé la présence de racine unitaire pour les séries du taux directeur, la masse monétaire et le taux de change et sont toutes stationnaires en différence première. Les autres variables (écart d'inflation et le gap de la production) le sont en niveau. Ainsi, toutes les variables sont donc intégrées d'ordre I: I(1).

III.2.2. Présentation, interprétation et discussion des résultats des estimations

Nous avons procédé à l'estimation d'une fonction de réaction d'une part, de Taylor original et, d'autre part, de type Taylor simple pour le cadre de la BRB tout en prenant en compte le caractère éventuellement non stationnaire des séries. D'où l'utilisation des MMG se révèle encore être la mieux adaptée, sur le plan de la théorie économique. Pour les deux cas, les résultats sont présentés pour un ensemble d'instruments comprenant les retards 2 à 5 du taux directeur et les retards 1 à 5 pour les variables explicatives. En plus, on a introduit deux variables muettes (dummy) pour les années 1986 et 1993. Ainsi, le tableau suivant présente les résultats issus de l'estimation de la règle type Taylor.

Tableau 3 : Résultats de l'estimation de la règle de type-Taylor

	Règle 1	Règle 2
Variables	TD	TD
C	(1.2254)**	(1.0743)***
C	2.3353	4.8267
TD (-1)	(0.8194)***	(0.9288)***
TD (-1)	26.0206	53.3338
QINFL	(0.0637)**	(0.0312)***
QINFL	2.4715	6.8646
GAP	(-5.0502)***	(-1.5839)***
GAP	-3.8870	-3.4564
TMM		(-0.0478)***
TMM		-11.8242
TCH		(-0.0001)*
TCH		-1.9638
D86	(4.9543)***	(3.8625)***
D86	3.3576	16.0372
D93	(2.9146)**	(1.3041)***
	2.4938	7.4224
R²	0.59	0.68

***, ** et * : indiquent un coefficient statiquement significatif respectivement au seuil de 1%, de 5% et de 10%.

Source : auteur à partir des données des rapports annuels et trimestriels de la BRB

S'agissant de la règle 1 (comportant seulement l'out put Gap, l'écart d'inflation et prenant en compte le comportement de lissage des taux directeurs), on remarque que toutes les variables entrent significativement dans le modèle. Cela signifie que le comportement du taux directeur s'explique par le taux directeur retardé, l'écart d'inflation et de celui de production. Toutefois, ce coefficient de détermination n'est pas suffisamment élevé, soit (0.59), mais relativement élevé par rapport à celui obtenu par Baaziz (2016) qui est de 0.35.

On note également que le coefficient de lissage du taux directeur retardé

dans ce modèle est statistiquement significatif et très élevé, il est de l'ordre de 0.81, ce qui dénote que les autorités monétaires ont une forte tendance à fixer le taux directeur présent à partir de celui du passé.

En outre, le coefficient associé à l'écart d'inflation (0.06), est très faible bien qu'il soit significatif. Quant à celui associé à l'écart de production (-5.05), il est négatif et significatif. De ce point de vue, ceci signifie que la BRB accorde plus de poids à la stabilisation des prix qui est sa mission principale. En plus, il ressort un taux d'intérêt réel d'équilibre très faible, soit 1,22.

Ainsi, les résultats de la règle 1 s'écartent des attentes de la règle simple de Taylor pour deux raisons. Premièrement, le coefficient associé à l'écart d'inflation est faible (inférieur à 1). Deuxièmement, le signe du coefficient associé à l'écart de production est négatif alors qu'il devrait être positif. Ceci présage donc l'existence d'autres variables qui fondent réellement la modulation des taux de la BRB.

En ce qui concerne la règle 2, elle comprend à son tour des variables de la règle 1 ainsi que d'autres variables jugées susceptibles d'être prise en compte par la BRB dans la fixation de ses taux. Ses résultats présentent une légère amélioration au niveau de R² (il passe de 0.59 à 0.68). Cela veut dire que 68% des variations du taux directeur sont expliquées par les variables explicatives retenues dans la règle.

De surcroit, le coefficient associé à l'écart de production est significatif, négatif et égal à -1.58. Quant au coefficient associé à l'écart d'inflation, il est positif, significatif mais faible et vaut 0.03. Néanmoins, ces coefficients ne sont pas conformes au principe de Taylor du fait que le coefficient associé à l'écart de production est négatif et que celui associé à l'écart d'inflation n'est pas supérieur à l'unité pour mettre en évidence une réaction du taux directeur plus que proportionnelle à la variation de l'écart d'inflation. Ce dernier confirme donc le fait que la conduite de la politique monétaire de la BRB n'est pas caractérisée par le ciblage de l'inflation.

S'agissant des variables supplémentaires^18(*), le taux directeur est lié négativement au taux de change officiel, avec un coefficient significatif mais trop faible, et égal à -0.0001. Ce résultat contrarie celui de De Lucia et Lucas (2007) où l'intégration du taux de change effectif de l'euro affecte en tant que variable indépendante la fixation du taux de refinancement de la BCE. De plus, De Lucia (2015) a trouvé un coefficient associé au taux de change positif mais proche de zéro même s'il est statistiquement significatif dans la zone euro. Cela permet de rejeter notre deuxième hypothèse qui stipule que la BRB prend en compte le taux de change dans la fixation du taux directeur. Le taux directeur est également lié négativement à la masse monétaire. Ceci est en conformité avec la théorie économique. En effet, une augmentation de la masse monétaire^19(*) résulte d'une diminution du taux directeur du moment que la monnaie nationale s'est dépréciée et le taux de change, avec la cotation à l'incertain, est élevé.

Ces résultats mettent en évidence la priorité accordée par la BRB au contrôle de la masse monétaire par rapport au ciblage de l'inflation. En plus, le coefficient associé à cette variable est significatif et il est de l'ordre de 0.047.

Le taux d'intérêt réel d'équilibre est maintenant de 1.07% (supérieur de 0.3% qui est la moyenne des taux d'intérêts réels calculés pour la période d'étude). Le coefficient de l'effet d'inertie est très élevé, proche de l'unité (soit 0.92). Cet e?et de lissage du taux directeur très élevé s'expliquerait par l'existence des incertitudes sur les e?ets du pilotage du taux directeur de la Banque Centrale sur l'activité économique et l'in?ation. En e?et, en présence d'incertitude sur les canaux de transmission de la politique monétaire, les modi?cations élevées et rapides du taux directeur peuvent entrainer des e?ets incontrôlables et non anticipés sur la sphère réelle. Dans un tel contexte, il apparait utile pour les banques centrales d'adopter un comportement optimal consistant à limiter l'amplitude de variation de leur taux directeur (Landry et Moustapha, 2016).

Cependant, bien qu'on ait ajouté les variables dummy, D86 pour contrôler l'effet de la libéralisation financière intervenue en 1986 et D93 pour contrôler l'effet de la crise sociopolitique déclenchée en octobre 1993, le R² est resté « pas suffisamment élevé ». On peut penser qu'il a d'autres variables susceptibles d'être prises en compte par la BRB dans la prise de ses décisions.

Toutefois, les résultats obtenus permettent de conclure que la fixation des taux par la BRB a une composante systématique simple mais pas de type-Taylor, ce qui revient à rejeter la première hypothèse, car on n'accorde pas de priorité au contrôle direct de la dynamique de l'inflation comme prévu par la règle de Taylor.

Dans ce chapitre consacré à l'analyse économétrique de la fonction de réaction de la BRB, nous avons présenté la méthodologie d'analyse qui établit les différentes étapes à suivre et ensuite nous avons procédé à la présentation et l'interprétation des résultats. Nous avons commencé par l'analyse de la présence de la racine unitaire et de la stationnarité des variables ainsi que la détermination de leur ordre d'intégration. Les résultats de l'analyse montrent que toutes les variables sont stationnaires en différence première ; ce qui permet de conclure que les variables sont intégrées d'ordre I(1). Ainsi, la méthode d'estimation utilisée est le MMG qui permet, entre autres, de contrôler l'endogénéité des variables.

Après estimation de la fonction de réaction, à travers une approche positive à la Taylor, les résultats montrent que la fixation des taux de la BRB a une composante systématique simple mais pas de type-Taylor. En effet, les autorités monétaires accordent plus de priorité au contrôle de la masse monétaire plutôt qu'au ciblage direct de l'inflation. Ils considèrent l'hypothèse d'un lien étroit entre la croissance de la masse monétaire et du taux de l'inflation. Cependant, il s'est révélé que le taux de change officiel n'entre pas en jeux dans la prise des décisions des autorités monétaires.

CONCLUSION GENERALE ET IMPLICATION DE LA POLITIQUE ECONOMIQUE

Dans ce travail, nous avons cherché à vérifier si la politique monétaire de la BRB peut être appréhendée à travers la règle de type-Taylor.

Spécifiquement, il était question d'une part, de mesurer les poids implicites accordées par la BRB à l'objectif de stabilité des prix qu'à celui de la stabilisation de l'activité ; de vérifier si la BRB prend en compte le taux de change dans la fixation du taux directeur d'autre part.

En vue d'éclairer la Banque Centrale du Burundi dans ses prises de décisions sur la politique monétaire, plusieurs études (Busogoro (2014), Niyongabo et al. (2017),Bigendako (2017)) ont été réalisées. Elles ont porté notamment sur l'efficacité de la politique monétaire, les canaux de transmission, la structure et les performances de financement au Burundi. Cependant, aucune étude n'a été abordée dans l'angle où nous avons orienté notre recherche.Or la vérification des actions des autorités monétaires à la Taylor, comme le font les autres banques centrales, s'avère nécessaire. C'est pourquoi nous avons mené cette étude.

Les aspects théoriques et empiriques de la règle de Taylor montrent d'une part, qu'elle reste le socle de référence dans l'évaluation des actions des autorités monétaires, et d'autre part, qu'elle est aussi vérifiable dans la plus part des Banques Centrales.

Ainsi, pour vérifier la pertinence de cette règle pour le cas de la BRB, nous avons commencé par estimer d'abord une règle de type Taylor classique, n'incorporant que l'écart d'inflation et de celui de production auxquels on a ajouté le taux directeur retardé pour vérifier si dans la fixation du taux directeur, les autorités monétaires tiennent compte du taux directeur passé. A ce niveau, nous attendions à des coefficients de signes positifs pour toutes les variables, avec un coefficient supérieur à l'unité pour l'écart d'inflation.

En plus, la seconde estimation concerne la règle de Taylor majoré d'autres variables supplémentaires qui serait susceptible d'être prise en compte par la BRB dans mise en oeuvre de la politique monétaire. Ainsi, une série d'étapes s'est succédé. Après avoir testé la stationnarité des variables et déterminé l'ordre d'intégration, nous nous sommes servi d'une méthode des moments généralisée inspirée par Clarida et Al. (1998), Mésonnier et Renne (2004) et De Lucia et Lucas (2007). Cette méthode est préférée aux méthodes standards (MCO, MCG,...) dans la perspective de corriger le biais d'endogénéité.

Les résultats des tests de stationnarité montrent que la série chronologique est intégrée d'ordre 1. Ces mêmes résultats ont renforcé le choix de notre modèle du moment que la MMG prend en compte le caractère éventuellement non stationnaire des séries.

Les résultats d'estimation de la règle de Taylor, donnent d'abord un coefficient de lissage très élevé, ce qui signifie que la Banque Centrale ajuste progressivement sa politique monétaire à l'environnement économique. Les coefficients de l'écart d'inflation et de celui de production ne remplissent pas les conditions du « principe de Taylor ». Il s'est révélé également que la significativité du modèle n'est pas élevée.

Les résultats d'estimation de la fonction de réaction de la BRB, à travers une approche positive de Taylor, après l'introduction des variables supplémentaires montre que la fixation des taux par la BRB a une composante systématique simple mais pas de type-Taylor. Ceci infirme notre première hypothèse.

En effet, on remarque encore une persistance du taux directeur traduisant une forte tendance des autorités monétaires à fixer le taux directeur en fonction des taux passés, 92%. En plus, le poids est accordé à l'inflation et non à l'activité, ce qui est en conformité avec le fait que l'inflation soit l'objectif prioritaire de la politique monétaire. Toutefois, le principe de Taylor n'est pas respecté. Le coefficient associé au taux de change est négatif, significatif mais proche de zéro, ce qui veut dire que cet indicateur n'a pas été prise en compte dans la fixation du taux directeur. Ceci infirme encore notre deuxième hypothèse. Le coefficient associé à la masse monétaire, quant à lui, comporte un signe attendu. Cela confirme le fait que les autorités monétaires accordent plus de priorité au contrôle de la masse monétaire pris comme objectif intermédiaire.

Dans l'ensemble, la règle de Taylor ne décrit donc pas le comportement des actions des autorités monétaires de la BRB dans la fixation du taux directeur.

En guise de recommandations, nous suggérons que le cadre de la conduite de la politique des taux directeurs de la BRB doit être beaucoup proche de celui d'un ciblage de l'inflation. En effet, les résultats non satisfaisants sur la relation entre le taux directeur et l'inflation mettent en évidence la pertinence du débat sur l'infériorité du contrôle monétaire par rapport à un ciblage du niveau général des prix au service de l'objectif de la stabilité des prix.

Ces résultats doivent interpeller la BRB à ne pas s'enfermer sur le ciblage des agrégats monétaires, mais plutôt, de s'acharner à déterminer les instruments endogènes de régulation des conditions financières qui seront les relais véritables de sa politique monétaire afin d'en tirer des enseignements pour la gestion de l'inflation.

Nous ne prétendons pas avoir mené un travail exhaustif sur ce sujet, d'autres pistes de réflexions restent à explorer. En effet, nous avons été limité, dans notre travail, par la non disponibilité de certaines données notamment les réserves de change. Par ailleurs, il serait plus intéressant de refaire le même exercice à l'aide des données trimestrielles, voire même mensuelles. Enfin, on pourrait introduire, dans le modèle, d'autres variables explicatives pour voir si, à la suite de cela, ce dernier se rapproche du principe de Taylor.

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ANNEXE

Année	TINF	PIBR (en MBIF)	TD	TCH	M2 (en MBIF)
1980	2,5	361464,20	5,20	90,00	10 437,80
1981	12,2	338040,70	6,50	90,00	12 137,10
1982	5,9	360353,40	6,50	90,00	11 388,40
1983	8,2	342372,80	6,50	92,95	13 625,70
1984	14,3	351695,50	6,50	119,71	14 505,20
1985	3,8	397681,40	6,50	120,69	18 093,10
1986	1,7	386463,70	10,40	114,17	25 115,10
1987	7,1	366939,60	8,20	123,56	26 473,10
1988	4,5	381820,40	8,00	140,40	27 018,60
1989	11,7	398069,40	8,50	158,67	29 407,00
1990	7,0	405750,50	8,50	171,26	30 156,20
1991	9,0	406094,20	10,00	181,51	33 991,90
1992	1,8	444329,50	11,00	208,30	34 927,10
1993	9,7	406167,60	11,75	242,78	33 637,90
1994	14,9	432852,00	10,00	252,66	46 028,50
1995	19,2	391849,60	10,00	249,76	50 008,60
1996	26,5	265414,00	10,00	302,75	56 469,20
1997	31,1	263935,80	12,00	352,35	61 806,60
1998	12,5	274120,10	12,00	447,77	61 933,30
1999	3,4	301754,40	12,00	563,56	90 784,70
2000	24,3	269677,60	14,00	720,67	94 575,50
2001	9,3	265511,20	14,00	830,35	109 008,20
2002	-1,3	285730,70	15,50	930,75	139 659,30
2003	10,7	284979,20	14,50	1082,62	171 246,40
2004	8,3	305330,00	14,50	1100,90	217 137,90
2005	13,2	310750,10	14,50	1081,58	257 677,80
2006	2,7	346418,90	12,07	1028,68	301 558,50
2007	8,3	328163,50	11,12	1081,87	330 079,10
2008	24,5	342154,30	11,08	1185,69	443 117,80
2009	10,5	385668,20	10,00	1230,18	530 770,30
2010	6,5	407744,00	11,25	1230,75	638 098,20
2011	9,6	450760,99	14,34	1261,10	640 520,50
2012	18,2	468881,58	13,77	1442,50	708 053,00
2013	8,0	490403,25	12,50	1555,10	801 728,30
2014	4,4	513256,04	8,00	1546,70	883 059,60
2015	5,5	493239,05	9,82	1574,50	894 084,10

Sources : Auteur à partir des données des rapports annuels et trimestriels de la BRB.

Dependent Variable: TD
Method: Generalized Method of Moments
Date: 04/17/18 Time: 12:06
Sample(adjusted): 1985 2015
Included observations: 31 after adjusting endpoints
No prewhitening
Bandwidth: Fixed (3)
Kernel: Bartlett
Convergence achieved after: 41 weight matricies, 42 total coef
Iterations
Instrument list: TD(-2) TD(-3) TD(-4) TD(-5) GAP(-1) GAP(-2) GAP(
-3)GAP(-4) GAP(-5) QINF(-1)QINF(-2) QINF(-3) QINF(-4) QINF(-5)
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	1.225444	0.524743	2.335323	0.0279
TD(-1)	0.819369	0.031489	26.02065	0.0000
QINF	0.063668	0.025761	2.471503	0.0206
GAP	-5.050211	1.299237	-3.887058	0.0007
D86	4.954345	1.475557	3.357610	0.0025
D93	2.914597	1.168739	2.493797	0.0196
R-squared	0.596775	Mean dependent var		11.28387
Adjusted R-squared	0.516129	S.D. dependent var		2.336047
S.E. of regression	1.624973	Sum squared resid		66.01347
Durbin-Watson stat	1.730364	J-statistic		0.169430

Dependent Variable: TD
Method: Generalized Method of Moments
Date: 04/17/18 Time: 14:03
Sample(adjusted): 1985 2012
Included observations: 28 after adjusting endpoints
No prewhitening
Bandwidth: Fixed (3)
Kernel: Bartlett
Convergence achieved after: 74 weight matricies, 75 total coef
Iterations
Instrument list: TD(-2) TD(-3) TD(-4) TD(-5)GAP(-1) GAP(-2) GAP(-3)
GAP(-4) GAP(-5) QINF(-1)QINF(-2) QINF(-3) QINF(-4) QINF(-5)
TCH(-1) TCH(-2) TCH(-3) TCH(-4) TCH(-5) TMM(-1) TMM(-2)
TMM(3) TMM(-4) TMM(-5)
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	1.074353	0.222585	4.826718	0.0001
TD(-1)	0.928833	0.017415	53.33388	0.0000
QINF	0.031193	0.004544	6.864628	0.0000
GAP	-1.583954	0.458268	-3.456392	0.0025
TMM	-0.047814	0.004044	-11.82415	0.0000
TCH	-0.000134	6.82E-05	-1.963865	0.0636
D86	3.862562	0.240850	16.03718	0.0000
D93	1.304122	0.175700	7.422416	0.0000
R-squared	0.681414	Mean dependent var		11.41000
Adjusted R-squared	0.569909	S.D. dependent var		2.348068
S.E. of regression	1.539893	Sum squared resid		47.42544
Durbin-Watson stat	1.428891	J-statistic		0.240277

Source : auteur à partir des données des rapports annuels et trimestriels de la BRB

* ¹ Pour éviter toute inflation , l'émission des billets de banque doit être proportionnelle à la quantité d' ordétenue par le Bank Charter Royaume-Uni.

* ⁴Le lissage du taux d'intérêt est un aménagement de la règle de Taylor. Adopté par Clarida et al. (1998) sur des données allemandes et par Verdelhan (1998) sur des données des pays de la zone euro, le lissage part de l'hypothèse qu'une Banque Centrale à tendance à lisser les modifications de taux d'intérêt afin d'éviter une instabilité des taux pouvant entamer la confiance des agents économiques.

* ⁵Étude annuelle sur la France 1996-1997, notamment. Dans la pratique, l'OCDE a repris la méthodologie de Goldman Sachs.

* ⁷ Des taux d'intérêt créditeurs minima en fonction de la nature de l'épargne, de sa durée ; le barème des taux d'intérêt débiteurs maxima à appliquer aux crédits en fonction de la durée, du secteur d'activité et selon qu'il est productif ou à faible intérêt économique. Le barème était différent pour les banques commerciales et les établissements de crédit : taux de refinancement sélectif (10 taux au total).

* ¹²Economie à système dualiste. Certains agents économiques produisent pour vendre et d'autres ne vendent une partie de leur production que pour avoir un revenu objectif, tout le reste ne servant qu'à assurer l'autosubsistance.

* ¹³ Politique budgétaire excluant les financements monétaires des déficits publics.

* ¹⁵ Prise en compte aussi par Kamgnia (2009) dans l'estimation de la fonction de réaction de la BEAC.

* ¹⁷Report of the joint meeting of the economic affairs, financial markets, payment and banking &currency sub-committees of the monetary affairs committee (MAC),Kampala, Uganda (11^th to 15^th july 2017),Report of the meeting.

Règle de Taylor: application au cas de la banque de la république du Burundi

DEDICACE

REMERCIEMENTS

SIGLES ET ABREVIATIONS, ACCRONYMES

LISTE DES GRAPHIQUES

LISTE DES TABLEAUX

TABLE DES MATIERES

RESUME

ABSTRACT

INTRODUCTION

CHAPITRE I. REVUE DE LA LITTERATURE SUR LA REGLE DE TAYLOR

Section 1. Règle de Taylor

I.2.1. Présentation formalisée de la règle de Taylor

I.2.2. Fonctionnement de la règle de Tylor

I.2.3. Les critiques de la Règle de Taylor

Section 2 : Travaux empiriques relatifs à la règle de Taylor

I.2.1. Résultats empiriques relatifs à la règle de Taylor dans les pays développés

I.2.2. Résultats empiriques relatifs à la règle de Taylor dans les pays africains

Chapitre II : ANALYSE DESCRIPTIVE DE LA POLITIQUE MONETAIRE APPLIQUEE AU BURUNDI

Section 1 : Stratégie et instrument de la politique monétaire de la BRB

II.1.1. La politique de gestion directe de liquidité

II.1.2. Le système indirect de régulation monétaire

Section 2 : Evaluation de la politique monétaire au Burundi

II.2.1. Evolution comparative des variables retenues à la règle de Taylor

Figure 1 : Evolution de l'inflation comparée à la croissance économique (en %)

II.2.2. Evolution comparative des variables-instrument de la politique monétaire

Figure 2 : Evolution du taux directeur, de l'inflation et de la masse monétaire (en %)

II.2.3. Contraintes limitant l'efficacitéde la politique monétaire au Burundi

Chapitre III. ESTIMATION DE LA FONCTION DE REACTION DE LA BRB

Section 1 : Cadre théorique des tests du modèle

III.1.1. Spécification du modèle

Tableau 1 : Récapitulatifs des variables et de signes attendus des coefficients

III.1.2. Méthodes d'estimation du modèle

III.1.2.1.Stationnarité des variables

III.1.2.2. Méthode d'estimation

III.1.3.Sources des données

Section 2 : Présentation et interprétation des résultats

III.2.1. Analyse de la stationnarité des variables

Tableau 2 : Résultats des tests de stationnarité des séries

III.2.2. Présentation, interprétation et discussion des résultats des estimations

Tableau 3 : Résultats de l'estimation de la règle de type-Taylor

CONCLUSION GENERALE ET IMPLICATION DE LA POLITIQUE ECONOMIQUE

REFERENCE BIBLIOGRAPHIQUE

ANNEXE