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Règle de Taylor: application au cas de la banque de la république du Burundipar Thierry KWIZERA Ouaga 2 - DEA 2018 |
Tableau 3 : Résultats de l'estimation de la règle de type-Taylor
***, ** 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 Ø Interprétation et discussion des résultats 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 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 supplémentaires18(*), 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 monétaire19(*) 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. * 18 Non incluses dans la règle originale de Taylor * 19 Action directe des autorités monétaires |
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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.