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Règles de politique monétaire: essai de modélisation pour la BCEAO ( banque centrale des états de l'Afrique de l'ouest )( Télécharger le fichier original )par Teega-wende Hervé ZEIDA Université Ouaga II - Burkina Faso - Diplôme d'études approfondies (DEA)/ Master de recherche option: macroéconomie appliquée 2011 |
30 Cité par Landais, op.cit Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 34
Source : synthèse de l'auteur Plusieurs travaux ayant montré la possibilité de dériver des règles d'instrument à partir des règles de ciblage et vice versa, l'opposition apparente entre ces deux types de règles semble quelque peu artificielle ; du moins au niveau théorique. Dans cette logique et comme pour couvrir le débat, Bernanke (2004) propose la catégorisation suivante : - « politiques de réaction simple » pour les règles d'instrument auxquelles il reconnait simplicité et robustesse ; - « politiques fondées sur des prévisions » pour les règles d'objectifs qu'il qualifie de flexibles et d'adaptables à l'information disponible. L'ouverture de la « boite noire » des règles monétaires révèle une pléthore de stratégies utilisables dans la conduite de la politique monétaire, mais qu'enseignent les faits empiriques ? II.2 Aspects empiriquesL'estimation empirique des règles de politique monétaire ou fonctions de réaction a trouvé une large attention dans la sphère des économistes que des praticiens de la politique monétaire. Les conclusions quant à leur robustesse et leur pouvoir descriptif, dépendent pour beaucoup du modèle de l'économie et des méthodes économétriques d'estimation considérés. ? Dans les pays développés La littérature abonde fortement dans les pays développés tellement les auteurs dans leurs diversités théoriques ont testé ces réactions des banques centrales dans toutes les facettes 31 Cette perspective est la restriction que la banque centrale s'impose de ne considérer que des règles qui ne dépendent pas de la date où l'engagement est pris. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 35 possibles. McCallum (1987) sur base d'estimation sur données américaines prétend que sa règle de revenu nominal aurait permis de réduire la variabilité du revenu nominal sur la période 1954-1985 et maintenir l'inflation à zéro. Cette vision est soutenue par Durand et Payelle (1998). Ces derniers ont en effet simulé les données françaises avec une modélisation Vecteur Auto Régressif (VAR) entre 1978 et 1996 et concluent que cette règle aurait donné des résultats plus probants que ceux de la politique monétaire effectivement menée. Taylor (1993) montre que sa règle initiale décrit assez bien la politique monétaire de la Fed pendant la période 1987-1992, avec des coefficients de réaction à l'écart d'inflation et à l'output gap de 0,5. Utilisant des simulations dynamiques stochastiques sur plusieurs pays de l'euro système, les Etats-Unis et le Japon, Taylor(1999) montre que les règles simples (à la Taylor) sont robustes et efficaces que les règles optimales. Même s'il reconnait que les règles de prévisions d'inflation à la Rudebusch and Svensson (1999) présentent l'avantage d'incorporer d'autres variables pertinentes pour la prévision dans un horizon temporel bien donné. Pour la zone Euro, Verdelhand (1999) estime une règle simple de Taylor avec la méthode des généralisée des moments. Il trouve un coefficient de 1.3 pour l'inflation et 0,6 pour la production. Ces coefficients sont assez proches de ceux de Taylor (1993). Dans le même ordre d'idées, Sibi (2001) estime cette règle avec la même méthode en faisant varier la technique d'évaluation de la production potentielle. Il utilise pour se faire le gap par ajustement linéaire, le gap à tendance quadratique et le gap par filtre d'Hodrick-Prescott. Il ressort de ses estimations que les deux dernières méthodes retracent assez bien la politique de la BCE au sens de Taylor. Toujours pour la zone euro, Mesonnier et Renne (2004) à la recherche d'une règle monétaire robuste estiment premièrement une règle forward-looking sur la période 1979-2003 par la MGM en supposant la stationnarité des séries utilisées, ensuite cette hypothèse est levée pour conduire l'estimation sur la période 1985-2003. L'utilisation du filtre de Kalman a été l'innovation dans cette étude empirique. Toutefois, ces auteurs concluent que la non stationnarité apparente n'a pas modifié conséquemment la robustesse de la règle trouvée en première estimation. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 36 Clarida et al. (1998,1999, 2000) en utilisant une règle de Taylor version forward-looking trouvent une adéquation avec les politiques monétaires menées par la Fed et les banques centrales européennes pour stabiliser l'inflation. Aussi, Clarida (2001) recourt à un modèle structurel VAR pour identifier d'autres éléments pertinents que les banques centrales pourraient intégrer dans leur règle forward-looking. Il identifie le taux de change comme un élément clé. Cette approche pourrait d'après lui permettre de décomposer les effets des chocs pour chacun des pays formant une union monétaire. Jondeau et al. (2004), dans leurs exercices de détermination de la fonction de réaction de la Fed par la Méthode des Moments Généralisée (MMG) et celle du Maximum de Vraisemblance (MV), ont montré que sur la période 1987-2000 les évaluations des paramètres sont stables et que la réaction à l'inflation prévue est assez proche de la valeur 1,5 de Taylor (1993) car comprise entre 1,58 et 1,90. ? Dans les pays émergents Parsley et Popper (2009) proposent une application à une petite économie ouverte telle que la Corée du Sud. En effet, ils définissent un modèle basé sur la nouvelle courbe de Phillips keynésienne et une courbe IS avec anticipation. Leur objectif est de déterminer si l'autorité monétaire cible le taux de change ou simplement si elle répond au taux de change dans le but d'atteindre ses autres objectifs. Les résultats (par la MMG) de leur modèle forward-looking sur la période janvier 1999 - Avril 2008, avec la prise en compte du taux de change révèlent que la banque de Corée suit une politique de ciblage d'inflation et le taux de change apparait comme un objectif indirect. Le taux de change est apparu comme une variable ayant une influence sur l'output et l'inflation Une application pour le cas de la Turquie a été faite par Ertugrul et al. (2005). Ces auteurs sur la base de données hebdomadaires couvrant la période 1997-2002 mettent au point une fonction de réaction type Taylor en tenant compte des contraintes du programme stabilisation par le change imposé par le FMI à la suite de la crise de change qu'a connue ce pays. Ils prennent en compte le taux de change nominal, l'agrégat monétaire M2, les réserves de change, le prix des actifs financiers, les dépôts en devises et le stock de la dette publique. Il ressort de leurs estimations (doubles moindres carrés et moments généralisés) que l'attention des autorités monétaires a été beaucoup plus focalisée sur les variables relatives à l'équilibre Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 37 Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche externe (taux de change, dépôts en devises) au détriment de celles relatives à l'équilibre interne. Une telle fonction de réaction est justifiable dans un contexte d'une Turquie en cure de sortie de crise financière (1999-2000). ? Dans les pays africains Une faiblesse de la littérature empirique marque la sphère des recherches économiques appliquées. Une première évaluation d'une règle monétaire à la Taylor a été faite pour l'Ouganda. Abdalla et al.32 (2000) trouvent une divergence entre les taux pratiqués par la banque centrale d'Ouganda et ceux issus de la règle de Taylor. En effet, en considérant comme variables explicatives les gaps mensuels de production et d'inflation sur la période 1990 à 1998, en plus de la constante, ils obtiennent un coefficient de 0,11 pour le gap d'inflation, soit une valeur relativement faible. S'agissant du gap de production, son coefficient est négatif (-1,16), ce qui est contraire à la théorie. En réestimant l'équation avec la prise en compte de variables du secteur extérieur (la variation des réserves internationales, le taux de change réel), les résultats obtenus apparaissent relativement meilleurs, mais ils ne permettent pas une bonne description de l'historique des taux d'intérêt. Aussi, Okot (2008) avec un modèle forward-looking aboutit à la même conclusion d'inadéquation avec faits de la période 1988-200633. Rageh (2010) étudie le cas de la Banque Centrale d'Egypte sur la période 1997-2007, ses estimations par la méthode MMG révèlent que cette banque a usé beaucoup plus d'une politique discrétionnaire que d'une règle de taux d'intérêt (backward ou forward). Elle analyse aussi à travers un model VAR non structurel, les effets des chocs monétaires sur la production et sur l'inflation. Ses conclusions ne sont guerre satisfaisantes et elle attribue cela en partie au fait que durant la période d'étude, la banque centrale égyptienne a du géré des objectifs conflictuels notamment la stabilisation des prix, la stabilisation du taux de change et la promotion de la croissance. En Afrique du Sud, Ruthira et Paya (2010) ne rejettent pas l'hypothèse de la pertinence des prix des actifs financiers dans la modulation du taux d'intérêt et aussi la non linéarité de cette règle de Taylor-augmentée sur la période 1986-2008. 32 Cités par Tenou (2002) 33 Cités par N'Guenang et al, op.cit. 38 N'Guenang et al. (2009) estiment par la MMG une règle active qui pourrait crédibiliser la politique monétaire de la BEAC au sein de la zone CEMAC. Après une première estimation d'une règle forward de base (avec uniquement les gaps d'inflation et d'output), ils intègrent ensuite la croissance de la masse monétaire M2 et enfin, ils ajoutent en plus de M2 le différentiel d'inflation avec le principal partenaire économique qu'est la France. De ces trois modèles, il ressort que le dernier est beaucoup plus concluant en considération de l'erreur absolue moyenne et du coefficient de Theil34. Pour la zone UEMOA, une des rares applications de la règle simple de Taylor a été faite par Tenou (2002). Il adapte la règle initiale de Taylor en y ajoutant des variables comme le taux d'intérêt retardé d'une période , le différentiel d'inflation et le différentiel de taux d'intérêt entre la zone et la France ; et procède ensuite à des estimations sur données annuelles (19701999) et sur données trimestrielles (1991-1999) par la méthode des moindres carrés ordinaires. Ses résultats d'estimations lui permettent de conclurent que la règle estimée sur données annuelles retrace assez bien l'historique du taux du marché monétaire (surtout sur la période 1987-1999). L'estimation sur 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 de 0,82. Ce coefficient vaut 0,76 sur la base des données trimestrielles. Il trouve aussi que le taux d'intérêt du marché monétaire est relativement plus sensible à l'écart de production qu'au différentiel du taux d'intérêt. 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. La prise en compte des différentiels d'inflation et de taux d'intérêt a certes un sens économique car traduisant la réalité des relations économiques avec la France et/ou la zone euro, mais cela pourrait conduire a une non robustesse des estimateurs des MCO. En effet, la règle prend déjà en compte l'inflation et le taux d'intérêt retardé comme variables explicatives, or les différentiels résultent de différences entre niveaux d'inflation (et entre niveaux de taux d'intérêt). Un problème de multicolinéarité se poserait ainsi. Le dispositif du ciblage d'inflation semble conduire à une maitrise de plus en plus accrue de l'inflation par les pays l'ayant adopté. Ainsi, la Nouvelle-Zélande, un des premiers pays a avoir adopté ce dispositif en 1990, est passée de 3,3% d'inflation à l'adoption à 0,8% en 2009 34Le coefficient d'inégalité de Theil ou le critère U de Theil est utilisé pour juger de la qualité de la méthode de prévision et est tel que 0= U= 1. Plus U est proche de 0, plus les prévisions sont assez bonnes. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 39 avec une cible de [1 ; 3]. Le tableau n03 indique la tendance pour certains pays comme le Canada, le Royaume-Uni, l'Australie. Tableau n03 : Bilan du ciblage d'inflation dans quelques pays industrialisés
Source : finance et développement, mars 2010 Ce relatif succès de ces pays a incité certains pays émergents et en développement à s'inscrire dans le dispositif de ciblage d'inflation. Ainsi, La Corée du Sud (1998), le Brésil (1999), la Colombie (2000) et la Thaïlande (2000) entre autres pratiquent une politique de ciblage de l'inflation avec plus ou moins de succès. En Afrique subsaharienne, la politique de ciblage d'inflation a été adoptée par l'Afrique du Sud (en 2000) et le Ghana (2007). ConclusionDes grands débats théoriques menés à la fin des années 1980 sur la conduite de la politique monétaire, la supériorité des règles vis-à-vis de la discrétion trouve un large consensus, incohérence temporelle et biais inflationniste étant fortement évités. Mais, la grande difficulté réside dans la définition même du type de règles que la banque centrale devrait suivre pour stabiliser l'inflation et l'activité économique. Ce chapitre a montré ce foisonnement dans l'élaboration ou la proposition de cadres logiques qui pourraient traduire le mécanisme de transmission des mesures de politique de la banque centrale. La règle de Taylor (1993) a retenu beaucoup plus l'attention des chercheurs, même si des améliorations en ont été faites pour tenir compte des spécificités des économies et des paradigmes dominants. Loin d'être exhaustive, cette revue balise à titre indicatif le domaine de la recherche empirique. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 40 CHAPITRE III : MODELISATION D'UNE REGLE MONETAIRE POURLA BCEAO IntroductionCe chapitre décrit le cadre analytique sur lequel se basera cet essai pour modéliser une fonction de réaction de la BCEAO décrivant assez bien la conduite de la politique par les taux d'intérêt. L'hypothèse principale de cette étude est que la banque centrale a usé d'une règle monétaire avec anticipations futures. Une adaptation du cadre d'analyse développé par Clarida et al. (1998, 1999, 2000) sera nécessaire pour tenir compte des spécificités de la zone. Comme cités en revue de littérature, ces auteurs se basent sur un modèle keynésien prospectif avec courbes IS et courbe de Phillips (CP) et dérivent une règle de Taylor optimale35 type forward-looking. Cette règle prend en compte l'inflation anticipée qui est devenue une stratégie monétaire de plus en plus usitée par les Banques centrales. Dans une première section de notre cadre théorique, nous spécifierons un modèle Vecteur Auto Régressif (VAR) non structurel pour capter la réactivité des séries étudiées aux différents chocs, surtout celle du taux directeur suite aux innovations des gaps d'inflation et d'output. Ensuite, une spécification de la règle adaptable à la zone UEMOA sera faite en deuxième section. Enfin, la justification de l'utilisation de la Méthode des Moments Généralisée (MMG) comme méthodologie d'estimation ainsi que la précision des données et leurs sources feront l'objet la dernière section. III.1 ModélisationsPour la mise en oeuvre effective de cette étude, deux étapes sont envisagées. La modélisation définit en première analyse une spécification d'un VAR, en vue de déterminer la réaction des autorités monétaires à différents chocs dans la fixation de leur taux directeur. L'écriture d'une règle monétaire sera nécessaire en seconde analyse pour discuter de la robustesse des résultats. III.1.1 Fonction de réaction de la banque centrale : une analyse en termes d'impulsionL'idée de l'existence de causalité entre les taux d'intérêt, l'inflation, la production, la masse monétaire et d'autres variables est basée sur les travaux théoriques et empiriques de bon nombre d'auteurs qui se sont intéressés à la question des canaux de transmission de la 35 Le caractère optimal lui est conféré par le fait qu'elle est dérivée d'un processus de minimisation d'une fonction de perte sous contrainte des courbes IS et CP précisées plus haut. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 41 politique monétaire. Ainsi, pour le cas de la BCEAO, nous spécifions un VAR non structurel pour montrer la relation de court terme entre ces différentes variables. Cette relation peut être montrée par la fonction de réponse ou de réaction dérivée du VAR, pour analyser l'effet des chocs de l'inflation gap et de l'output gap sur le taux de prise en pension. En outre, la décomposition de la variance des erreurs est déduite pour montrer la contribution des différents chocs à la variation du taux d'intérêt nominal, instrument de politique monétaire. Lorsqu'une innovation explique une part importante de la variance de l'erreur de prévision, il vient que l'économie étudiée est très sensible aux chocs affectant la série. La spécification du VAR retenu est un système à trois équations composé du TPE, de l'output gap ou gaphp et de l'inflation gap ou infgap4 (i.e. l'inflation anticipée sur quatre trimestres). Nous pouvons écrire le modèle ad hoc suivant : (3.0) Avec (L) l'operateur de retard tel que , étant une
variable quelconque. et h le retard à déterminer + + +...+ , des constantes ; , et sont des erreurs supposées i.i.d. L'objectif recherché dans cette section n'est pas tant la détermination et l'interprétation des coefficients issus de cette régression, mais plutôt la possibilité de dégager a priori la fonction de réponse de la banque centrale et de mener ainsi une analyse en termes d'impulsion. En effet, les chocs de l'inflation gap et de l'output gap sur le taux directeur permettront de voir le sens et l'ampleur de la réaction de la banque centrale dans la fixation de son taux. Cet aperçu pourra dès lors nous permettre de mieux interpréter les résultats qui seront issus de l'estimation de la règle monétaire. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 42 III. 1.2 Modèle théorique : la règle forward-lookingLe cadre de base part d'une forme réduite développée par Clarida et al. (1998) pour définir une règle monétaire pour la Fed. Cette règle a été testée sur données américaines, allemandes et japonaises. Ces auteurs concluent à une adéquation entre la forme forward-looking et les taux effectivement observés aux niveaux de ces grandes banques centrales. Clarida et al. (1998) précisent que comme déjà développé par Further et Goodfriend(1991), la Reserve Fédérale a implicitement un taux nominal cible ( ) pour les fonds fédéraux (fed funds). Ainsi, sur la base de cette hypothèse, ils postulent l'équation linéaire suivante : (3.1) Où définit le taux d'inflation en glissement annuel entre la période t et t+ô. est la cible d'inflation de la Fed. est le niveau de l'output gap
définit comme la déviation en Clarida et al. (1998) justifient la règle (3.1) en indiquant qu'elle fait appel à la fois au champ théorique et empirique. En effet, des formes approximatives (et souvent exactes) de cette règle sont optimales pour une banque centrale qui a une fonction de perte quadratique en déviation de l'inflation et de l'output par rapport à leurs niveaux cibles dans un macro modèle générique36 . Sur le plan empirique, nombre d'auteurs trouvent un consensus que la règle de politique définie par (3.1) fournit raisonnablement de bonnes descriptions des politiques de la majeure partie des banques centrales à travers le monde. En outre, la spécification forward-looking permet à la banque centrale de considérer une large gamme d'information pour former les croyances sur les conditions futures de l'économie, une caractéristique hautement réaliste37. La règle (3.1) permet de dériver la règle du taux d'intérêt réel. En supposant que le taux d'intérêt réel ( est identiquement égal au taux d'intérêt nominal ( ) diminué de l'anticipation d'inflation ( i.e. . 36 Voir par exemple, Svensson (1996), Bernanke et Woodford (1997), Clarida et al. (1997) 37 Cette vision cadre bien avec la logique du ciblage d'inflation développée par Svensson Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 43 Et aussi que (le taux d'intérêt nominal de long terme , est la somme du taux d'inflation cible et du taux d'intérêt réel de long terme ) Remplaçons ces deux égalités dans (3.1), il vient que : (3.2) La règle (3.2) montre que le taux d'intérêt réel s'ajuste aussi en fonction de la grandeur de par rapport à 1 et du signe de . Si , la règle de taux est stabilisante38, elle est au contraire instable si . Les règles (3.1) et (3.2) sont cependant restrictives pour servir de modèle dans le changement des taux d'intérêt. Selon Clarida et al. (1998), trois raisons au moins peuvent être avancées : D'abord, ces règles supposent un ajustement immédiat du taux de la Fed à son niveau cible en réponse au changement d'inflation et d'output ; et ignorent de ce fait la tendance de la Fed à lisser le taux d'intérêt39. Ensuite, les changements supplémentaires du taux d'intérêt au delà d'une période sont supposés être purement endogènes, i.e. pour refléter la réponse systématique de la Fed à la prévision de l'inflation et de l'output. Enfin, ces règles stipulent que la banque centrale a un control parfait des taux par exemple qu'elle les maintient à leur niveau désiré en utilisant les opérations d'open market. L'estimation de la règle simple de Taylor pour la BCEAO par Tenou (2002) a fait ressortir que le taux retardé est pertinent. Ainsi, nous reconduisons cette hypothèse et formulons avec Clarida et al. (1998) le lissage suivant : (3.3) Où ? [0, 1] est un indicateur du degré de lissage du taux d'intérêt, est un choc exogène de taux d'intérêt de moyenne nulle et , le taux d'intérêt nominal cible tel que donné par l'équation (3.1). Il est à préciser que ces auteurs retiennent une forme AR (1) pour la Bundesbank et préconisent une forme AR (2) pour la réserve fédérale. 38 Dans cette condition, on retrouve le principe de Taylor qui stipule une réaction du taux d'intérêt au gap d'inflation plus que proportionnelle à 1. 39 Rudebush (1995) met en évidence une corrélation sérielle dans les modifications du taux d'intérêt. Goodfriend (1991) précise que la banque centrale lisse ses taux de peur de perturber les marchés financiers et Sack (1997) ajoute l'incertitude liée aux changements des taux d'intérêt. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 44 Deux interprétations possibles peuvent être données aux chocs . En premier lieu, ils peuvent refléter l'échec de la banque centrale à maintenir le taux au niveau prescrit par la règle ; tel serait le cas en présence de chocs de demande de monnaie si une variable autre que le taux directeur était utilisée comme instrument de politique monétaire (réserves obligatoires par exemple). Et en second lieu, ils pourraient capturer les décisions délibérées des autorités monétaires de dévier transitoirement de leur règle systématique. En combinant l'équation d'ajustement partiel (3.3) avec l'équation initiale (3.1), nous pouvons écrire : (3.4) Afin de donner une forme estimable au modèle de base, une méthode consiste à remplacer les valeurs anticipées non observables par leurs valeurs
observées. Ainsi, soient les erreurs sont supposées indépendantes et de variances
respectives . Les relations suivantes En remplaçant ces dernières équations dans l'équation (3.4), il vient que : ) Enfin, nous trouvons la règle de base (3.5) avec , , , = ô est l'horizon temporel d'anticipation, nous faisons l'hypothèse que cet horizon est de quatre trimestres i.e. ô = 4 (une année). Il faut cependant, préciser que le CPM de la BCEAO a fixé cet horizon à vingt quatre mois, soit huit trimestres dans son rapport annuel de 2010. Malgré ce fait, notre hypothèse se veut être en phase avec nombres d'études qui retiennent une échéance de 4 trimestres dans les évaluations empiriques. La règle (3.5) devient donc : (3.6) Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 45 La forme opérationnelle de cette règle prenant en compte les variables économiques à proprement parler est obtenue en écrivant l'équation suivante : (3.7) Avec : TPE, le taux de prise en pension, utilisé ici comme taux directeur de la BCEAO (une justification en sera donnée plus bas) ; infgap4, l'écart entre l'inflation anticipée sur 4 trimestres et la cible d'inflation ; gaphp, la variable économique identifiée à l'écart entre la production effective et son niveau potentiel. Comme indiqué dans le système (3.7), les trois variables sont censées être corrélées positivement au TPE. , le taux de la banque centrale connait une certaine viscosité dans sa fixation. C'est cela qui fonde entre autre l'hypothèse d'un processus AR(1) dans la modélisation de la règle. , théoriquement, toute augmentation du taux d'inflation (ou du taux d'inflation par rapport à son niveau cible) doit s'accompagner par une mesure restrictive de la banque centrale qui peut se traduire par un relèvement des taux directeurs. , le même mécanisme que précédemment s'applique ici. Tout écart positif de l'output gap s'interprète comme un écart inflationniste qui en appel aussi à une hausse des taux. L'équation (3.7) sera estimée par la Méthode Généralisée des Moments qui sera précisée dans la section suivante. III.2 Méthodologie d'estimationLes méthodes d'estimations économétriques des règles monétaires abondent. Les MCO on été utilisés dans les premières évaluations empiriques de la règle simple de Taylor. Cependant, pour tenir compte des nouveaux développements de la théorie économique relativement aux prévisions des agents économiques, nombre de recherches ont intégré la critique de Lucas (1976). Laquelle critique stipule que les agents économiques formulent leurs prévisions sur base d'anticipations rationnelles (rendant inefficaces les politiques conjoncturelles Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 46 keynésiennes). C'est dans cette logique que la Nouvelle Economie Keynésienne prend en compte dans ses modèles structurels les anticipations rationnelles, notamment à travers la courbe de Phillips. Ce faisant, les MCO traditionnellement admis pour l'estimation de la règle simple de Taylor se voient être récusés dans l'estimation des règles monétaires type forward-looking i.e. avec anticipations tournées vers le futur. En effet, certaines hypothèses fondamentales des MCO sont violées dans ce genre de formulation (i.e. avec anticipations rationnelles). En considérant le système (3.7), on montre40 que : - ; . Ce résultat signifie que les variables explicatives ne sont pas indépendantes des résidus : c'est la violation de l'hypothèse d'orthogonalité. On dit qu'il y a alors endogéneité entre variables explicatives et résidus. - Quelques aménagements algébriques permettent de montrer que : Nous sommes donc en présence d'autocorrelation des résidus. Ainsi, les MCO conduiraient à des estimateurs biaisés et non convergents. L'utilisation de la Méthode Généralisée des Moments (MGM) développée par Hansen (1982) devient alors une alternative. Dans la littérature empirique, un intérêt croissant a donc été accordé à cette méthode, en témoigne l'utilisation faite par Clarida et al. (1998, 1999,2000), Florens et al. (2001), Jondeau et Le Bihan (2002), Jondeau et al. (2004), Mesonnier & Renne (2004). La MMG est recommandée pour lever les problèmes économétriques ci-dessus cités car elle est une méthode beaucoup plus générale. Elle a l'avantage en effet d'englober plusieurs autres méthodes parmi lesquelles les moindres carrés ordinaires, les doubles moindres carrés, les moindres carrés non linéaires, le maximum de vraisemblance, qui en constituent des cas particuliers sous certaines conditions (Hurlin, 2005). Certes, cette méthode résout bien les problèmes évoqués, mais sa robustesse est beaucoup plus renforcée asymptotiquement, i.e. que les estimateurs issus de cette méthode sont convergents pour des échantillons de grande taille. L'estimation du système (3.7) par la MMG de par sa robustesse, ne requiert pas une distribution normale des résidus ; mais sa mise en pratique nécessite cependant, de préciser l'ensemble de variables pouvant influencer la prise de
décision des autorités monétaires à 40 Cf. annexe n01 Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 47 III.3 JustificationsL'évaluation empirique de la règle nécessite certaines précisions qui peuvent influer sur la robustesse des résultats. Ainsi, quelques commentaires sur certaines variables, la période d'étude et le jeu d'instrument s'avèrent utiles. III.3.1 Période d'étudeCette étude prend pour période d'investigation celle allant du premier trimestre 1993 au quatrième trimestre 2010 (1993 :T1 - 2010 :T4) mais avec toutefois une règle qui ne sera estimée que sur la période 1993 T1 à 2009 T4, car l'inflation anticipée est approximée par l'inflation ex post. Par exemple, si l'on considérait le premier trimestre T1 de 2010, alors il faudrait utiliser la valeur de l'inflation réalisée au premier trimestre T1 de 2011 pour l'estimation. Or, cette valeur est soit indisponible soit provisoire. Deux raisons au moins ont guidé le choix de cette période d'investigation. Premièrement, l'étude de Tenou (2002) couvre la période 1975-1999, il nous est donc paru judicieux de considérer une période beaucoup plus récente qui intègre les nouveaux dynamismes de la politique monétaire de la BCEAO. Ceci peut être considéré comme une mise à jour de la règle de Taylor initiale avec quelques hypothèses en sus. Et deuxièmement, la période retenue a été marquée par une rupture fondamentale. En effet, le vent de la libéralisation financière des années 80 a conduit la BCEAO à mettre une nouvelle politique de la monnaie et du crédit en octobre 1989. Laquelle politique consacrait une importance accru aux mécanismes du marché et un rôle majeur au taux d'intérêt comme instrument privilégié de la politique monétaire. L'idée était d'inclure l'année 1989 dans la période, mais l'application des mesures institutionnelles étant souvent lente ; nous avons jugé opportun de commencer en 1993 (début même de la rénovation du marché monétaire). III.3.2 VariablesLe choix de certaines variables comme proxy peut trouver quelques justifications. L'estimation de la règle utilise le taux directeur de la banque centrale comme variable endogène, mais en pratique la banque centrale a le plus souvent plus d'un taux directeur comme instrument. Pour la BCEAO, trois taux sont notifiés comme taux directeurs. Il s'agit hiérarchiquement du taux d'escompte, du taux de pension et du taux des appels d'offre. Le taux d'escompte fonde assez bien le rôle de préteur en dernier ressort de la banque centrale, il Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 48 est aussi appelé taux de pénalité du fait qu'il est supérieur aux deux autres taux. Il est appliqué lors des opérations d'achats définitifs par la BCEAO de titres à maturité d'au plus 12 mois. Son évolution est alors beaucoup plus lente. Le taux de prise en pension est le taux offert par la banque centrale lors d'achats temporaires de titres à maturité d'au plus un mois. Il permet ainsi de suivre le besoin de liquidités des banques secondaires à court terme. La BCEAO le compare au taux de la facilité de prêt marginal de la zone euro. Le taux des appels d'offre quant à lui résulte des opérations d'open-market d'injections ou de reprise de liquidités sur le compartiment hebdomadaire, beaucoup plus actif. Ce taux aurait été un assez bon proxy pour le taux directeur de par sa fréquence dans la régulation de la liquidité du marché monétaire. Mais la période d'étude considérée révèle une suspension des appels d'offre en mai 1998, la reprise n'intervenant qu'en février 2007. Nous pensons donc que le taux de prise en pension peut dans ces circonstances être un assez bon proxy du taux des fonds fédéraux utilisé par Taylor (1993). Une autre variable sujette à quelques remarques est le PIB potentiel. En effet, cette variable est inobservable et son estimation peut se faire par plusieurs méthodes. Le sens économique de cette valeur est qu'elle représente la production qu'aurait enregistrée une économie si les prix étaient flexibles i.e. que si les facteurs de production étaient utilisés de façon optimale. Les traitements statistiques proposent l'approche par le filtre de Hodrick-Prescott, le filtre de Kalman, le filtre de la moyenne mobile, la tendance simple, la tendance quadratique et la fonction de production. Selon Diop (2000), l'estimation de la production potentielle par l'approche de la fonction de production ressort beaucoup plus pertinente, du fait que le gap de production issu de cette estimation explique assez bien l'inflation. Il rappelle que cette méthode présente l'avantage d'être fondée sur une approche économique car relie la production à ses déterminants principaux. Toutefois, les inconvénients d'une telle méthode proviennent principalement de la difficulté à mesurer et à mettre à jour le stock de capital, et d'appréhender correctement le marché du travail de l'Union. Ceci pourrait donc altérer la qualité des données relatives au stock du capital et de l'emploi. Mais Tenou (2002), dans l'évaluation empirique de la règle de Taylor pour la BCEAO a précisé qu'après plusieurs estimations économétriques, les meilleurs résultats sont obtenus lorsque l'output gap est calculé à partir de la production tendancielle lissée à l'aide du filtre HP. La production potentielle utilisée dans la présente étude sera aussi calculée dès lors par le filtre HP. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 49 En outre, le calcul du taux d'intérêt réel est assez complexe comme celui du PIB potentiel. Il est souvent identifié à la productivité marginale du capital et à la croissance tendancielle de la production réelle. Taylor dans son étude de 1993, a utilisé un taux réel de 2% pour l'économie américaine. Dans notre cas, nous calculerons ce taux en deux étapes comme indiquées par Kozicki (1999). D'abord, nous calculerons la moyenne de la série du TPE ainsi que celle de l'inflation ; ensuite sera appliquée une simple différence entre ces deux moyennes pour dériver le taux d'intérêt réel. Lequel taux sera comparé au taux déduit de l'estimation de la règle (3.7). Kozicki (1999) précise cependant que, les résultats ainsi que les recommandations peuvent beaucoup varier selon le mode de calcul du taux d'intérêt réel d'équilibre. III.3.3 Jeu d'instrumentsL'exécution de l'estimation de l'équation (3.7) par la MGM exige l'identification d'un jeu d'instruments. Lequel jeu doit comporter assez d'instrument pour que l'estimateur de la MGM soit asymptotiquement convergent, mais le biais en échantillon fini s'accroit. Aussi, lorsque le nombre d'instruments tend vers le nombre des observations des séries utilisées, l'estimateur MGM tend vers l'estimateur biaisé des MCO. Pour notre exercice, nous utilisons comme Clarida et al. (1999), Florens et al. (2001), Jondeau et Le Bihan (2002), Jondeau et al. (2004), Mesonnier et Renne (2004), les retards des variables exogènes présentes dans l'équation (3.7). Les retards du taux d'intérêt, de l'inflation gap et de l'output gap sont d'abord retenus. Ensuite, nous intégrons en plus les retards du taux de croissance de la masse monétaire en différence première. Enfin, les retards de l'inflation sont retirés pour ensuite être remplacés par les retards du taux de croissance de la masse monétaire. Cela peut se justifier dans la mesure où le graphique n01 (Cf. Chap. I) montre des mouvements relativement synchrones entre inflation et masse monétaire, la nature monétaire de l'inflation est ainsi prise en compte. La validation économétrique des instruments passe par la réalisation du test du J-statistique introduit par Hansen (1982). De manière générale, les instruments utilisés sont toujours en nombre, plus élevés que les paramètres à estimer. Ainsi, ce test permet de voir si les conditions sur-identifiantes sont respectées. Sous l'hypothèse nulle, la statistique J suit asymptotiquement une distribution de khi-deux (12) à q-k degré de liberté, q le nombre de d'instruments et k le nombre de paramètres à estimer. Une faible valeur de cette statistique est favorable au non rejet de l'hypothèse nulle i.e. que les instruments retenus sont adéquats. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 50 Autrement, si la p-value associée à la statistique empirique est supérieure au seuil critique fixé, alors les conditions sur-identifiantes sont valides. III.4 StationnaritéUne des conditions d'utilisation de la MGM comme méthode d'estimation économétrique, et même de l'inférence sur données temporelles, est la stationnarité des séries étudiées. Pour être en phase avec cette exigence méthodologique, nous avons procédé au test de stationnarité Augmented Dickey and Fuller (ADF). Ce test pose comme hypothèse nulle la présence de racine unitaire ou autrement la non stationnarité de la série, l'alternative étant la stationnarité. Si la valeur empirique est inferieure à la critical-value, on conclut à la stationnarité de la série ; autrement elle ne l'est pas. Pour conforter le test ADF, nous procédons aussi au test de Phillips-Perron (PP) qui prend en compte une éventuelle hétéroscédasticité des erreurs. L'hypothèse nulle est identique à celle de l'ADF ainsi que la procédure de décision. Les résultats de ce test ont retenu notre attention. III.5 Données et sourcesLe taux de prise en pension ou TPE est le taux d'intérêt directeur considéré dans les estimations. Mais, il faut noter que dans nos recherches, nous n'avons pas eu accès aux valeurs mensuelles, ni même trimestrielles de ce taux. Il nous a donc fallu procéder à des calculs sur la base de données de la BCEAO, laquelle fournit les dates de changement des différents taux directeurs de la banque centrale. Ainsi, dans un premier temps nous avons procéder à un comptage de jours avant chaque date de changement de telle sorte à déterminer pour un même mois le taux d'intérêt qui a couru avant chaque changement. Ensuite, le calcul du taux mensuel est une moyenne pondérée des taux par le nombre de jours courus, divisée par le nombre total de jours du mois considéré. Enfin, le taux trimestriel n'est qu'une simple moyenne arithmétique des taux mensuels. Les données sur l'inflation ont été tirées de la base de données trimestrielles International Financial Statistics (IFS) du Fonds Monétaire International (FMI) . Nous avons exclu la Guinée-Bissau pour des raisons d'indisponibilité de données pour certaines années de la période d'étude. Précisons que l'inflation utilisée est celle de l'UEMOA, donc pour cela nous avons pondéré le taux d'inflation de chaque pays par son poids relatif dans l'Union i.e. le rapport de son PIB réel au PIB réel régional. Le gap d'inflation est une différence entre le Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche taux d'inflation et la cible d'inflation. Cette cible d'inflation a été fixée à 2% depuis 1997, mais pour simplifier nous la considérons pour toute la période d'étude (1993-2010). La production réelle est tirée de la base de données World Economic Outlook (WEO), avril 2011 du FMI. Ses valeurs trimestrielles on été générées par le logiciel Ecotrim développé par Eurostat version 1.01. Nous avons comparé ces valeurs avec celles obtenues par la méthodologie de Goldstein et Khan (1976), mais les écarts sont relativement moindres. Après, application du filtre HP comme précisé plus haut pour dériver le PIB potentiel, nous obtenons l'output gap par une différence avec les valeurs trimestrielles du PIB effectif. Les données sur la masse monétaire quant à elles ont été téléchargées sur le site de la Banque de France dans la rubrique «Statistiques de la zone Franc- UEMOA» avec une précision que ces données proviennent de la BCEAO. Ses valeurs trimestrielles ont aussi été obtenues par le logiciel Ecotrim. Les estimations on été faites avec Eviews 5.0. ConclusionLa politique des taux des banques centrales a été approximée par des cadres logiques par nombre d'auteurs, et cela, depuis les travaux pionniers de Taylor (1993). Ce chapitre retient dans son développement un cadre théorique basé sur une règle monétaire de type forward-looking dont les applications empiriques ont été d'un intéressement croissant dans la littérature. Ce constat justifie entre autre son évaluation au cas de la BCEAO. Couplée à une spécification VAR non structurel, cette modélisation permet de capter les transmissions des chocs d'inflation et d'output au taux directeur de la banque centrale. Ainsi, les résultats d'estimation et leurs interprétations feront l'objet du prochain chapitre. 51 Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 52 CHAPITRE IV : RESULTATS D'ESTIMATION ET INTERPRETATION Introduction L'évaluation empirique des thèses ou des hypothèses économiques en vue de leur validation ou non, à travers les méthodes économétriques est devenue un passage presqu'obligé de l'économie appliquée. Ainsi, l'évaluation du cadre logique de prise de décision de la banque centrale n'est pas en reste. Pour le cas de la BCEAO, la règle monétaire de Taylor dans sa version forward- looking ainsi qu'une spécification VAR non structurel ont retenu notre attention. Le présent chapitre récapitule les différents résultats obtenus des estimations. Dans une première section, seront présentés les résultats des tests de stationnarité ; ensuite suivront ceux de la modélisation VAR et des fonctions de réponses. Enfin, après une présentation des résultats de la MGM, une interprétation en sera donnée en vue de diagnostiquer la politique du taux de pension de la BCEAO. IV.1 Résultats du test de racine unitaireLes résultats du test de racine unitaire ADF (cf. annexe n02) montrent que les séries sont toutes intégrées à niveau à l'exception du taux de croissance de la masse monétaire (agrégat M2). Elle est cependant stationnaire en différence première. Le test de Phillips-Perron conforte les résultats du test ADF, mais il identifie le taux de M2 comme stationnaire à niveau. Ainsi, nous retiendrons dans la suite que toutes nos séries sont stationnaires à niveau. La stationnarité des séries retenues permet de procéder aux différentes inférences soulignées dans le chapitre précédent. En effet, l'estimation du VAR ainsi que celle de la règle monétaire par la MMG requièrent une stationnarité des séries. IV.2 VAR : analyse impuslsionnelle et contribution d'innovationsPour l'estimation du modèle VAR non structurel, un retard de 4 trimestres a été retenu même si l'annexe n02 retient un retard de 3 (avec les critères AIC, SC et HQ)41. Les résultats de l'estimation du VAR (4) sont consignés en annexe n03, mais comme précisé dans le chapitre précédent, l'objectif visé à travers la spécification de ce VAR est de mener une analyse 41 Le retard 4 a été retenu car après plusieurs estimations, les résultats de l'estimation de la règle monétaire sont beaucoup plus meilleurs que ce du retard 3 ou 8. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche impulsionnelle afin de mieux comprendre la (non)significativité éventuelle des coefficients associés aux gaps d»inflation et d'output dans l'estimation de la règle monétaire. On note rapidement que le modèle présente une assez bonne adéquation car les R2 ajusté des trois équations du système sont supérieures ou égale à 80%. Aussi, le pouvoir explicatif global du modèle est acceptable. En effet, la F-statistique associée à chacune des équations du VAR est supérieure à la valeur critique ( F(12;51) =1,95)au seuil de 5%. Cette analyse permet à travers le tracé de fonctions de réponse42 des variables du groupe VAR, de voir l'effet (positif ou négatif) sur une variable suite aux chocs des autres variables. Dans notre groupe de VAR, nous avons considéré le TPE, l'infgap4 et le gaphp. ? Réponse TPE? Infgap4 Graphique n05: Réponse du TPE à infgap4 Graphique n0 6: Réponse de infgap4 au TPE
53 Source : estimation de l'auteur sur Eviews Le graphique n0 5 montre qu'à la suite d'un choc positif sur l'écart d'inflation, le taux directeur réagit positivement. Cette réponse débute véritablement au deuxième trimestre pour culminer au troisièmement, mais dès le quatrième trimestre, l'effet s'amenuise progressivement pour s'estomper au 8ème trimestre. Cette corrélation positive entre ces deux variables conforte l'attente théorique. La décomposition de la variance des erreurs (annexe n04) permet de voir précisément que les innovations de l'écart d'inflation anticipée contribuent à 15,1% à la variabilité du taux de pension. 42 Les fonctions de réponses sont dérivées de l'option cholesky #177; 2 S.E. dans Eviews. Les lignes rouges indiquent les écarts-type. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche A la suite d'un choc positif sur le taux de pension, l'écart entre l'inflation anticipée et sa cible diminue progressivement (graphique n06) ; et à partir du troisième trimestre cet effet commence à disparaître pour retrouver une situation d'équilibre. Ce délai de réponse est plus court que celui du TPE à l'inflation. Aussi, le TPE contribue-t-il à 10,16% dans les innovations de l'inflation. ? Réponse TPE? Gaphp Graphique n07: Réponse du TPE à gaphp Graphique n0 8: Réponse de gaphp au TPE
54 Source : estimation de l'auteur sur Eviews La réaction du taux directeur de la banque centrale suite aux innovations (chocs positifs par exemple) dérivées du l'output gap est positive, ceci est théoriquement conforme. Mais l'ampleur de cette réactivité du taux de pension est assez faible même si le graphique n0 7 indique une réponse allant grandissante à partir du 6ème trimestre. La décomposition de la variance montre à cet effet que le gaphp contribue à 1,26% aux innovations du taux directeur. Quant à la réponse de l'écart de production à un choc positif du taux directeur, elle est négative mais pratiquement insignifiante avant le 6ème trimestre. La contribution du taux de pension à la variabilité du gaphp est de l'ordre de 0,18%. Cette faiblesse laisse présager une certaine viscosité dans la transmission des impulsions réciproques entre taux directeur et gap de production. Cette analyse impulsionnelle permet de retenir au moins deux choses : - Les réactions aux innovations réciproques entre taux de pension et l'ecart d'inflation anticipée ainsi qu'entre taux de pension et output gap répondent aux attentes théoriques ; - L'écart d'inflation anticipée contribue beaucoup plus que l'output gap aux innovations du taux directeur (15,1% contre 1,26%). Le graphique ci-dessus en montre l'ampleur. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 55 La causalité réciproque entre le taux de pension et l'écart d'inflation anticipée est aussi confortée par le test de causalité de Granger (cf. annexe n03). La causalité entre le taux directeur et l'écart de production n'est cependant pas concluant. Graphique n0 9: Reponse du taux directeur aux chocs
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 INFGAP4 GAPHP Source : Estimation de l'auteur sur Eviews IV.3 Résultats de l'estimation par la MMGLes estimations sont faites dans le logiciel Eviews 5.0 avec l'option " HAC43 " (Heteroskedascity and Autocorrelation Consistent), robuste à l'hétéroscédasticité et à l'autocorrélation. En effet, cela permet de corriger les problèmes soulevés dans l'estimation des règles forward avec les MCO (cf. annexe n01). Les retards allant jusqu'à l'ordre 4 ont été retenus pour tous les instruments. Les résultats des différentes estimations sont résumés dans le tableau ci-dessous. Dans la suite, nous utiliserons la notation FL1 pour le modèle forward-looking intégrant les retards du taux de pension (TPE), de l'inflation et du gaphp ; FL2 pour le modèle retenant les retards du TPE, de l'infgap4, de gaphp et du M2 ; et enfin la notation FL3 pour celui prenant en compte les retards du TPE, de l'infgap4 et du M2. On remarque que toutes les trois régressions présentent d'emblée un 2 ajusté assez élevé (respectivement 0,79 ; 0,81 et 0,83), témoignant ainsi d'une bonne adéquation de la régression. 43 L'option HAC avec la matrice de variance- covariance de White est utilisée pour les données en cross section et l'option HAC avec la matrice de variance - covariance de Newey -West est utilisée pour les données temporelles. 56 Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche La statistique de Durbin-Waston (DW) atteste d'une absence d'autocorrélation sérielle des erreurs pour les modèles FL2 et FL3. Celle du modèle FL1 n'est pas favorable à l'hypothèse nulle d'absence d'autocorrélation. Toutefois, l'utilisation de la matrice de variance-covariance de l'estimateur HAC à travers la méthode généralisée des moments permet d'obtenir le meilleur estimateur en présence de modèles avec erreurs d'anticipation. La présomption de l'autocorrélation ne remet donc pas fondamentalement en cause la robustesse des estimateurs. Greene (2005, page 257) précise à cet effet que même l'utilisation de la matrice de variance -covariance de correction de l'autocorrélation de Newey-West n'élimine souvent pas totalement la corrélation sérielle de type AR. Tableau n04 : Résultats des estimations de la règle forward-looking
Source : Estimation de l'auteur sur Eviews/ *, ** et *** significativité respective à 1%, 5% et 10% / (.)= student Cependant, la seule valeur du ajusté ne s'aurait être un élément discriminant des différents modèles, nos critères de sélections pour le choix de la « bonne » régression, comme ceux retenus par Mesonnier et Renne (2004) sont : Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 57 ? La vraisemblance économique et la significativité des coefficients estimés. En effet, le signe positif des coefficients du taux d'intérêt retardé ainsi que des gaps d'inflation et d'output est théoriquement attendu. Aussi, le taux d'intérêt réel de long terme ne doit pas être élevé (de l'ordre de 3%, pour être compatible avec l'objectif d'inflation de 2% de la BCEAO). Il est souhaitable que le paramètre de lissage ne soit pas trop proche de l'unité, inferieur à 0,9 par exemple. Même si cela ne constitue pas un critère sélectif, le test de Wald joint peut être exécuté pour voir la conformité aux coefficients ad hoc de Taylor (1993) ; ? Le respect du principe de Taylor, qui suggère que le coefficient associé à l'inflation soit supérieur à l'unité : classiquement, si ce principe est respecté, alors, sous réserves de certaines conditions minimales sur le fonctionnement de l'économie, la règle de Taylor correspondant à l'équation (3.7) stabilise l'inflation et l'écart de production [Taylor (1993), Clarida et al. (1999), Pollin(2004) ; Davig et Leeper (2005)] ; ? L'acceptation de toutes les restrictions sur-identifantes liées aux instruments, soit, en d'autres termes la validation statistique des instruments choisis pour l'estimation par la MGM. Le test de la J-statistique est alors nécessaire. L'application du premier critère conduit à écarter a priori les équations FL2 et FL3. En effet, la conformité théorique n'est pas validée car les coefficients associés aux gaps d'inflation et de la production sont négatifs sur les deux régressions : un choc positif sur ces deux variables en appellerait à une baisse du taux directeur. Ceci est certainement contre intuitif. La spécification du VAR non structurel montrait plus haut, à travers les fonctions de réponse le sens positif de la réaction du taux directeur suite aux innovations de l'inflation et de l'output. Entre les règles FL2 et FL3, la première prend l'avantage sur la seconde, ne serait ce que par la significativité de ses coefficients. Elle laisse ainsi entrevoir que la banque centrale utilise l'évolution de la masse monétaire comme un indicateur dans sa politique de taux d'intérêt. En effet, la différence fondamentale entre ces deux régressions est que la FL3 retire de ses instruments les retards de l'infgap4 alors qu'ils sont intégrés dans la règle FL2 en plus des retards M2. La règle FL1 devient ainsi une règle-candidate potentielle. Elle présente un taux réel d'équilibre acceptable de 2,6% (i.e. inferieur à 3%). Le paramètre vaut 0,87, fondant de ce fait l'existence d'un processus AR(1) dans la fixation du taux d'intérêt directeur. Tous les coefficients des exogènes sont positifs, donc conformes à la théorie économique, même si le Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 58 coefficient de l'output gap n'est pas significatif. Aussi, le test de Wald joint (annexe n03) est favorable à la conformité des coefficients de et à ceux de la règle originelle de Taylor (1,5 et 0,5). En poursuivant l'application des critères de sélection, nous remarquons que la FL1 est robuste au principe de Taylor car vaut 1,17 et est supérieur à 1. Le processus de stabilisation peut alors s'effectuer car une déviation de l'inflation anticipée de son niveau cible conduit à une réaction plus que proportionnelle du taux directeur. Enfin, nous testons la validité des instruments utilisés en procédant au J-statistique test. L'hypothèse nulle de ce test pose que les q-k combinaisons linéairement indépendantes des conditions d'orthogonalité sont nulles (q instruments et k paramètres). Or, la p-value associée à la valeur empirique de la statistique J, valant 57% est supérieure à 1% ; 5%, voire 10%. Ainsi, les données de notre échantillon sont favorables à cette hypothèse nulle, les retards des variables exogènes utilisés comme instruments sont acceptables. La BCEAO utiliserait donc dans son ensemble d'information disponible ( ), les
informations sur le taux d'intérêt, La règle FL1 sort beaucoup plus robuste au jeu de critères définis plus haut. Elle fera l'objet d'interprétation en vue de diagnostiquer la politique de taux directeur de la banque centrale. IV.4 Interprétation et diagnostic de la politique de taux d'intérêt de la BCEAO La règle FL1 comme règle monétaire pour la BCEAO(4.1) Avec = 0,87 et Ainsi, la règle implicite de Taylor type forward-looking se présente comme suit : ) (4.2) Le processus de fixation du taux directeur par la banque centrale se révèle être un processus AR(1) conformément à nombre d'études ayant fait cette hypothèse. En effet, une de nos hypothèses a été de supposer que la BCEAO procède à un lissage de son taux directeur. L'effet- mémoire est ainsi confirmé par les données. D'une valeur de 0,87, elle est assez proche de celles de Tenou (2002), son coefficient de lissage en données annuelles était de 0,82 alors que celui sur données trimestrielles affichait 0,76. Une certaine homogénéité dans la réaction des deux banques centrales (BCEAO et BEAC) pour la modulation de leur taux Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 59 Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche directeur peut se lire à travers un coefficient de lissage de 0,89 trouvé par N'Guenang et al. (2009) pour la zone CEMAC. La décomposition de la variance des erreurs de la spécification VAR, montre que le taux directeur contribue à environ 80% à ses propres innovations. Ce résultat montre que la BCEAO fixe son taux directeur en se basant sur ses valeurs passées. Cela peut se traduire comme un besoin pour la BCEAO de rassurer les marchés monétaire et financier et permettre aux banques secondaires de réduire la volatilité de la structure des taux du système bancaire, et par là même favoriser la stabilité des opérations financières. Cette présomption pouvait se lire déjà sur le graphique n0 2 du chapitre I, les dates de changement étant relativement espacées. Nous pouvons aussi remarquer que Taylor (1993) n'avait pas intégrer une telle possibilité dans sa règle. Une autre explication à l'existence de cet effet-mémoire dans la fixation du taux directeur par la BCEAO peut être due à la logique inavouée d'un ciblage de changes. En effet, le taux de couverture des engagements à vue (billets émis et dépôts des banques auprès de la banque centrale) par les avoirs officiels de la BCEAO était tombé, en 1993, à 17 %, soit un niveau inférieur au plancher de 20 % prévu par les statuts de la BCEAO. Alors que les effets de la dévaluation du franc CFA l'avaient porté à 81,4 % fin 1994, il se maintient nettement au-dessus de 100 % depuis 1999, atteignant 112,3 % fin 2009. Dans cette situation, le maintient de la parité Euro / CFA est largement assuré et renforce par là même l'encours des réserves de changes à la zone UEMOA auprès du Trésor français. Ainsi, la viscosité de 87% constatée dans la fixation du taux directeur impose des taux d'intérêt relativement élevés par rapport à ceux prévalant dans la zone Euro, en vue de réduire la sortie d'éventuels capitaux de l'Union. Le taux d'intérêt d'équilibre ou taux de croissance non inflationniste déduit de la règle est 2,6%, celui calculé est de 1,13% sur la période 1993 - 2010 et de 1,81% sur la période 19952010 (en excluant l'effet de la dévaluation). Les résultats de Tenou (2002) indiquent 2,66% en données annuelles et 3,92% en données trimestrielles. Kozicki (1999) trouve un taux d'équilibre fluctuant entre 2% et 3% sur données américaines de 1960 à 1997, selon que l'inflation et/ou l'output gap sont calculés par plusieurs méthodes. Mesonnier et Renne(2004) notent une valeur de 2,58 et 2,76 pour respectivement la règle avec filtre de Kalman et celle avec tendance quadratique. Nos valeurs en sont quelques proches. La notion du taux d'équilibre peut être comprise dans la logique du modèle de Solow(1957), comme celui de l'équilibre stationnaire où toutes les variables clés de l'économie évoluent au même taux. Ce 60 taux (2,6%) semble être en phase avec celui de longue période des économies développées dans lesquelles le taux de croissance ne dépasse pratiquement guerre 3%. Cela confirmerait-il une des hypothèses de Solow qui stipule que les pays devraient converger vers le même état stationnaire ? L'affirmative peut être acceptée dans une certaine mesure, mais des analyses sur une très longue période de la zone UEMOA en permettraient une meilleure prise de position tout en y incluant les changements structurels et endogènes affectant les pays de la zone. L'analyse de la règle (4.1) se poursuit par une focalisation sur les coefficients associés aux deux gaps, gap d'inflation et gap d'output. Quels enseignements pouvons-nous en tirer ? IV.4.1 La BCEAO, vers un ciblage d'inflation ?La principale hypothèse de notre travail est la considération que la BCEAO aurait usé d'une règle monétaire (de Taylor) type forward-looking après la libéralisation financière de 1989. Cette hypothèse se confirme, nous le pensons partiellement. En effet, les coefficients ou les poids implicites accordés par la banque centrale à l'inflation et à l'activité économique dans sa modulation du taux directeur à travers la règle FL1 sont respectivement de 1,17 et 0,23. Le poids relatif à l'activité économique n'est pas statistiquement significatif, ce qui laisse entrevoir que la production n'entre pas dans la logique de fixation du taux de pension de la BCEAO. Serait-on dans une logique de ciblage d'inflation à la Svensson dans la zone UEMOA ? La confirmation partielle nous amène à dire que la règle monétaire qui prévaut dans la zone UEMOA est une règle d'objectif ou de ciblage d'inflation. En effet, la banque centrale réagit à tout écart anticipé de l'inflation par rapport à son niveau cible. Précisément, une augmentation de l'inflation anticipée par rapport à son niveau cible (2%) de 100 point de base (pdb) entraine ceteris paribus une hausse plus que proportionnelle du taux de pension de 117 pdb. Une telle règle peut être crédible si la banque centrale répond aux exigences d'un tel cadre logique à savoir notamment la transparence et la communication avec le public. Notre résultat est quelque peu éloigné en termes d'intensité de celui de Clarida et al. (1999), ces derniers trouvant une valeur de 2,62 comme réponse du taux des fonds fédéraux aux déviations de l'inflation pendant la période Volker - Greenspan (1979-1996). Ils caractérisent alors la politique de la Fed de cette période comme une politique de pure ciblage d'inflation et Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 61 cela était en phase avec la cure de désinflation compétitive en vogue dans les années 80. A ce niveau nos conclusions convergent. Mesonnier et Renne (2004) trouvent 1,74 et 1,46 comme coefficients de réponse de la BCE à la déviation de l'inflation anticipée pour les deux règles monétaires retenues. N'Guenang et al. (2009) retiennent une valeur 1,43 pour la BEAC. Une chose importante à retenir entre autre de ces résultats est que la majorité des banques centrales réagissent plus que proportionnellement aux déviations de l'inflation par rapport à son niveau cible. Le principe de Taylor est largement confirmé empiriquement : tout écart de l'inflation anticipée par rapport à sa cible en appelle à une réponse vigoureuse du taux directeur de la banque centrale. Nos premières conclusions sur la spécification du VAR non structurel (plus haut) sont confortées dans l'estimation de la règle monétaire. La relation TPE? infgap4 a évolué dans le sens théorique attendu i.e. une corrélation positive de infgap4 ?TPE et un sens négatif de TPE ?infgap4. Chose assez remarquable constatée des fonctions de réponse dérivées du VAR, est qu'au troisième trimestre la réaction du taux de prise en pension culmine à la suite d'un choc positif sur l'inflation et réciproquement c'est aussi au troisième trimestre que l'inflation retrouve son niveau d'équilibre après une innovation sur le taux directeur. On retient également une contribution moyenne de 15% de l'inflation anticipée contre en moyenne 1% pour l'output gap aux innovations du taux directeur. Aussi, les résultats de la causalité viennent confirmer cette priorité accordée à la lutte contre l'inflation dans la zone UEMOA par la banque centrale. L'importance de l'inflation et de ses écarts dans la fixation du taux directeur de la banque centrale à travers la règle d'instrument est en phase avec les résultats de l'étude menée par Diane (2010). En effet, ce dernier dans son essai d'estimation d'une règle d'objectif à la Svensson pour la BCEAO, trouve qu'il est possible d'établir la marge appropriée44 d'inflation dans l'Union durant les périodes de chocs positifs ou négatifs, autour de sa cible. Le succès de plus en plus croissant pour les banques centrales adoptant le ciblage d'inflation explicitement comme celles citées dans le tableau n03 du chapitre II peut aussi être un facteur explicatif de l'importance accordée par la BCEAO à sa cible d'inflation. Et aussi, parce qu'en Afrique 44 Il trouve que le taux d'inflation optimal est globalement compris entre 1% et 3%.Et que cela confirme la pertinence de l'intervalle retenu par le Comité de Politique Monétaire pour les fluctuations de l'inflation dans la Zone UEMOA. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 62 subsaharienne, la politique de ciblage d'inflation a été adoptée par l'Afrique du Sud (en 2000) et le Ghana (en 2007). IV.4.2 Absence d'objectif de croissance ?En revenant sur l'output gap, nous pouvons nous interroger sur sa non significativité dans le cas de la zone UEMOA. Pouvions-nous prévoir un tel résultat ? Dans une certaine mesure cela était prévisible. En effet, notre analyse par la spécification VAR ainsi que la dérivation des fonctions de réponses réciproques entre TPE et output gap, et aussi la décomposition de la variance des erreurs montraient la faiblesse de la relation TPE ? output gap. Pour mémoire, l'output gap contribue à environ 1,26% aux innovations du taux de pension et inversement le taux directeur à 0,18% à la variabilité de l'output gap. Le test de causalité de Granger appuie aussi l'absence de relation entre ces deux variables. Les enseignements théoriques (keynésien et monétariste) stipulent pourtant que les taux d'intérêts (directeur) sont réceptifs aux variations de la production qui contiennent des informations inflationnistes ou déflationnistes suivant les phases du cycle de l'activité économique. Pour la zone UEMOA, quelques éléments de réponse peuvent être retenus pour éclaircir cette situation atypique. La zone étant fortement dépendante de facteurs exogènes (aléas climatiques, fluctuations des prix des matières premières), son cycle de production en est aussi affecté. En effet, Moser(1995) indique que dans les pays subsahariens la croissance de la production, notamment agricole à un effet dépressif sur les prix. Ce constat peut trouver son explication dans le fait que les tensions sur les marchés agricoles par exemple, proviennent de l'insuffisance de l'offre (la crise alimentaire de 2008 en est un exemple palpable). Cela laisse sous entendre que les impulsions de la banque centrale à travers son taux directeur n'arrivent pas à déclencher une réaction signifiante de la production (l'aspect climatique dominant sur l'aspect monétaire), de telle sorte que la production à son tour ne peut envoyer des signaux assez crédibles en matière de tensions des prix sur les marchés des biens et services et qui en appellerait à une modulation du taux directeur par la BCEAO. Pour sonder davantage l'efficacité de la politique monétaire menée par la BCEAO, l'étude de Combey et Nubukpo (2010) renouvelle la courbe de Phillips en faisant l'hypothèse de l'existence d'un seuil optimal de cible d'inflation à travers une relation non linéaire entre l'inflation et la croissance. Leurs estimations montrent une inflation optimale de 8,08%, à Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 63 partir de laquelle le dilemme inflation-croissance commence à trouver une pertinence. Ainsi donc, l'objectif d'inflation de 2% fixée par la BCEAO engendre un manque à gagner en terme de création d'activités dans la zone UEMOA, la politique se révélant être beaucoup plus restrictive que les conditions structurelles ne le préconisent. En effet, « une telle cible d'inflation peut en effet sembler exagérément restrictive pour des économies qui auraient besoin de 7% de croissance du PIB pour atteindre les Objectifs du Millénaire pour le Développement (OMD), notamment celui de réduction de moitié, la pauvreté à l'horizon 2015 » Combey et Nubukpo (2010, op. cit. p.8). Ce constat permet de voir pourquoi par exemple l'output n'influence pas la modulation du taux de prise en pension. Cependant, notre analyse doit être quelque peu relativisée surtout que certains aspects de la transmission monétaire non pas été explicitement l'objet dans cette étude. En effet, l'absence apparente de relation entre le taux de pension et l'output gap peut résulter des délais longs de transmission des impulsions du taux pension aux taux débiteurs des banques secondaires via le taux du marché monétaire. Diop (1998, p.11) précise que dans la zone UEMOA « les taux débiteurs des banques varient en moyenne de 0,42% à court terme et de 0,97% à long terme, lorsqu'on fait varier le taux de prise en pension de 1% », encore faut-il que le réseau bancaire soit dense. Ce qui n'est pas tout à fait le cas, car avec 99 banques et 19 établissements de crédit, l'Union affiche un Indice d'Herfindahl-Hirschmann (IHH)45 inferieur à 1000, preuve d'une faible concentration du système bancaire. (Commission Bancaire, 2009, p. 25-26). Ce relatif oligopole bancaire ne transmettrait pas de facto les impulsions de la banque centrale aux PME/PMI et aux ménages qui, pourtant sont conditionnés par le canal du crédit pour financer leurs activités. La rétention d'une quelconque règle monétaire suscite l'idée de vouloir la confronter à la politique effectivement menée par la banque centrale. La section suivante en fait un essai. 45 Les études de concentration au sein d'un secteur économique font souvent référence à l'Indice d'Herfindahl-Hirschmann, en abrégé IHH. Ce dernier est utilisé comme un indicateur du pouvoir de marché ou de la concurrence qui s'exerce entre entreprises. Il se calcule en additionnant les carrés des parts de marché (généralement multipliées par 100) de toutes les entreprises du secteur concerné selon la formule suivante: , Si désigne la part de marché de l'entreprise, n le nombre total des entreprises du secteur. Lorsque : - IHH < 1000, faible concentration - 1000< IHH < 2000, zone intermédiaire - IHH > 2000, zone de risques importants. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 64 IV.4.3 La politique monétaire de la BCEAO : une analyse rétrospectiveUn objectif spécifique de cette recherche est de déterminer les phases de la politique de taux directeur menée par la BCEAO depuis 1993 i.e. les périodes de restriction et les périodes d'expansion par une confrontation des décisions réellement prises et celles contenues dans la règle. Une plus grande synchronisation serait la preuve d'une plus grande crédibilité pour les agents économiques. L'analyse rétrospective permet une description de la politique de taux utilisée par la banque centrale. Le rapprochement entre les taux historiques ou effectifs et les taux forward ou dérivés de la règle définit a posteriori la nature de la politique de la BCEAO. Ainsi, lorsque les taux forward sont supérieurs aux taux historiques, la politique est dite accommodante ; a contrario s'ils sont inferieurs aux taux effectifs, la politique est qualifiée de restrictive. Le graphique ci-dessous montre l'évolution comparée des taux de pensions historiques et ceux dérivés de la règle FL1. Graphique n010 : taux historiques et taux forward-looking (règle FL1)
en % 14 12 10 4 8 0 6 2 TPE TPE_FL Source : construction de l'auteur Ce graphique présente des écarts moindres entre les taux réellement fixés par la BCEAO et ceux dévirés de la règle monétaire. La synchronisation est acceptable, même si du premier trimestre 2007 au deuxième trimestre 2008, la dynamique commune n'est plus établie. Ce constat permet de dire que la politique de taux est relativement crédible et les agents Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 65 économiques peuvent, dans certaine mesure se baser sur les prévisions de la règle monétaire pour ancrer leurs anticipations. Ces écarts peuvent s'expliquer par notamment la non pertinence de la production dans la règle FL1. Aussi, la banque centrale peut utiliser néanmoins les coefficients de réserves obligatoires et/ou les concours aux Etats et aux établissements financiers pour moduler la liquidité dans la zone. Sur la base du graphique précédent, nous pouvons résumer les phases de la politique de taux de pension de la banque centrale dans le tableau suivant : Tableau n0 5: Phases de la politique des taux de la BCEAO
Source : construction de l'auteur sur base du graphique n010 Cette comparaison montre par exemple sur la période 1994-1995 que la règle exigerait une réponse plus vigoureuse que ce que la BCEAO a exprimé en temps réel. Dans une situation de dévaluation couplée de la mise en oeuvre des programmes d'ajustement structurels, les perspectives inflationnistes pour la zone étaient fortes (l'inflation moyenne est sortie à 31,3% en 1994 et à 12% en 1995), et alors contenir les tensions des prix et la demande intérieure globale était une des missions prioritaires de la banque centrale. Si la règle stipule que la BCEAO a sous-estimé sa réaction, cela est peut être dû à la nature de ciblage d'inflation de la politique monétaire de la banque centrale reflétée par la règle, l'anticipation de l'inflation incorporée par la règle sur la période étant forte. La BCEAO a relevé ses taux directeurs de 0,25 point de pourcentage à partir d'août 2006. Le TPE est donc passé de 4% à 4,25% et le TES de 4,5% à 4,75%. Ainsi, le taux de pension est resté à 4,25% durant la période T4-06 au T1-08. Mais en comparaison avec les taux que préconiserait la règle, la BCEAO aurait encore sous-estimé sa réaction. Le graphique montre en plus qu'il fallait procéder à une hausse jusqu'au 4ème trimestre 2007 avant d'amorcer une baisse jusqu'au 2ème trimestre 2008. Toutefois, avec une inflation moyenne dans la zone en 2007 et en 2008 respectivement de 2,4% et 7,4%, la BCEAO a considéré que ce niveau du taux de pension pouvait contenir la stabilité de prix qui était quelque peu menacée par le choc Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 66 (positif) pétrolier. Et ce surtout qu'en fin 2007, la comparaison avec le taux de la facilité de prêt marginal de la zone Euro affichait un écart positif de 0,25% pour la BCEAO, la BCE ayant fixé son taux à 4%. Enfin, un regard sur la période T3-08 au T1-09 détecte que la politique de taux a été beaucoup plus restrictive, indiquant par là une surestimation de la réaction de la banque centrale. Avec un taux de pension de 4,75%, la banque centrale veut atténuer l'inflation de 2008, alors que les grandes banques occidentales s'acharnaient à résorber les effets de la crise par une baisse conséquente de leurs taux directeurs. En effet, depuis fin 2008, la Reserve Fédérale (Fed) mène une politique de taux zéro aux Etats-Unis : le taux cible des Fed funds a flotté dans la fourchette de 0 % à 0,25 % (contre une cible de 1 % auparavant). Aussi, en zone Euro, le taux directeur de la BCE est passé à 1,25 %, et celui de la Banque d'Angleterre à 0,5 %. Ce constat pourrait s'expliquer par le fait que le marché financier de la zone UEMOA est peu étendu46 et ainsi, est peu réceptif aux chocs exogènes d'origine financière. Dès lors, la BCEAO se concentrerait plus sur les chocs de prix afin d'être en phase avec l'une de ses missions les plus orthodoxes, la stabilité des prix. ConclusionLa synthèse des différents résultats montre que la BCEAO réagit d'une manière beaucoup plus marquée aux chocs d'inflation anticipée avec un délai court qu'à ceux de l'output gap. Ainsi, l'hypothèse de l'existence d'un cadre logique dans la fixation du taux directeur est partiellement confirmée, une certaine crédibilité peut être lue notamment en ce qui concerne la mission de stabilité des prix de la BCEAO. La production n'étant pas sortie significative, la règle d'instrument peut être approximée par une règle d'objectif ou de ciblage d'inflation. La banque centrale se concentrerait sur la stabilité des prix de telle sorte que toute déviation de l'inflation anticipée de son niveau cible (2%) entraine une réaction plus que proportionnelle dans la fixation de son taux directeur. Une analyse rétrospective a révélé le caractère restrictif ou accommodant de la politique de taux de la BCEAO, selon que les taux effectifs étaient supérieurs ou inferieurs aux taux forwards i.e. dérivés de la règle. 46En effet, dans la zone UEMOA, à l'instar des balbutiements de la BRVM, il n'existe aucune autre place financière ou boursière pour de véritables transactions. Quand bien même existe la BRVM, il ya très peu d'entreprises nationales ou régionales cotées, la majorité des cotations sont dédiées aux succursales des entreprises étrangères. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 67 Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche CONCLUSION GENERALE ET RECOMMANDATIONSLa politique monétaire depuis ces trente dernières années est au coeur de la théorie économique. Aussi, sa conduite est-elle soumise à une dynamique de débats sans cesse renouvelés : efficacité, règle de conduite et crédibilité entre autres. Dans la zone UEMOA, la conduite de la politique monétaire est la mission de l'institut d'émission qu'est la BCEAO. A travers un dispositif d'instruments, notamment les taux directeurs, les réserves obligatoires et les concours aux Etats et aux banques, elle influe sur les conditions de financement de l'économie régionale afin de maintenir une stabilité macroéconomique. La présente recherche a alors cherché à évaluer empiriquement le cadre de conduite de la politique monétaire de la banque centrale pour y déceler une éventuelle logique de décision crédible. En effet, une littérature a été développée pour d'abord soutenir que, la politique doit être conduite sous une règle plutôt que de manière discrétionnaire ; et pour ensuite s'appesantir sur la nature et les formes de règles possibles. Une des règles qui a eu un succès indiscutable est la règle de Taylor(1993) avec cependant plusieurs améliorations possibles. Notre essai a spécifiquement considéré la règle de Taylor type forward-looking, développée par Clarida et al. (1998). Les déviations de l'inflation anticipée à un an de la cible d'inflation (2%) et de la production par rapport à son niveau potentiel, sont les principaux arguments de cette règle avec le taux de pension (taux directeur) comme variable endogène. Ainsi, avons-nous formulé les hypothèses d'un effet-mémoire (processus AR(1)) et d'une règle d'instrument avec anticipation d'inflation. La MGM est la méthode d'estimation utilisée ; en faisant varier les instruments, nous définissons des critères simples à l'aune desquels une règle est retenue pour la BCEAO. Une analyse VAR préliminaire a été faite pour conforter les résultats de l'estimation de la règle. L'analyse impulsionnelle dérivée des fonctions de réponse du modèle VAR montre que : - Les réactions aux innovations réciproques entre taux de pension et gap d'inflation anticipée ainsi qu'entre taux de pension et output gap répondent aux attentes théoriques ; 68 - L'écart d'inflation anticipée contribue beaucoup plus que l'output gap aux innovations du taux directeur (en moyenne 15% contre 1%). La causalité réciproque entre le taux de pension et l'écart d'inflation anticipée est aussi confortée par le test de causalité de Granger. La causalité entre le taux de pension et le l'output gap n'est cependant pas concluant. Les résultats à proprement parler de la règle forward-looking montrent que l'hypothèse d'un effet-mémoire dans la fixation du taux pension par la BCEAO est largement vérifiée et est en phase avec la plupart des études empiriques ayant fait cette hypothèse. La BCEAO fixerait son taux de pension en se basant sur ses valeurs passées dans une proportion de 87%. L'hypothèse que la BCEAO aurait suivi une règle de Taylor type forward-looking sur la période d'après la libéralisation financière est partiellement vérifiée. En effet, le poids implicite accordé à l'inflation gap anticipée sur 4 trimestres est sorti à 1,17 alors que celui accordé au gap de production est de 0,23, mais ce dernier n'est pas statistiquement significatif. La production ne rentrerait donc pas dans la logique de fixation du taux de pension. Dans ces conditions, le cadre logique de décision de la banque centrale répond plus à un dispositif de ciblage d'inflation qu'à celui de règle d'instrument au sens de Taylor. Le principe de Taylor conforte davantage ce résultat dans la mesure où une déviation de l'inflation anticipée sur 4 trimestres entraine une réaction plus que proportionnelle du taux directeur. Nos résultats confirment le constat général, qui est que la réputation et la crédibilité de la BCEAO en matière de stabilité des prix sont plus perceptibles sur une période récente. Ils s'en détachent cependant pour soutenir que la stabilité macroéconomique au sens de la BCEAO est congrue à la seule notion de stabilité des prix. Toutefois, ces conclusions peuvent être assujetties aux critiques de mesures. En effet, l'estimation de la règle a été faite sur données trimestrielles. Or la trimestrialisation du P11B pour un besoin économétrique peut introduire des biais d'information. Ainsi, des données issues de systèmes d'enregistrement trimestriels du P11B par la comptabilité nationale aideraient à atténuer ce biais. Aussi, l'inflation ex post a été utilisée comme proxy de l'inflation anticipée, toute chose pouvant perturber la robustesse des résultats. Il est très probable que, des données issues d'enquêtes auprès des ménages et des entreprises pour recueillir leurs anticipations sur le niveau d'inflation améliorent nos résultats. La politique Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 69 monétaire de la zone est certainement commune, mais des essais intégrant les spécificités de chaque pays de la zone permettraient de rendre compte de la réactivité de la BCEAO vis-à-vis des conditions financières, monétaires et réelles individuelles. Notre étude n'a certes pas été basée sur une modélisation spécifiant explicitement des fonctions de comportement des ménages, des entreprises, des banques et même de l'Etat, mais il n'en demeure pas moins que quelques suggestions de politiques pourraient atténuer les insuffisances révélées par nos résultats. Et surtout que l'évaluation empirique de la règle est une manière de voir la transmission de la politique monétaire de la banque centrale. Le cadre de conduite de la politique des taux directeurs de la banque se révèle être beaucoup plus proche de celui d'un ciblage d'inflation. Ce dernier a cependant des exigences pour sa bonne mise en oeuvre qui sont entre autres la transparence des banques centrales à travers la communication avec le public ; et la responsabilité des autorités monétaires devant toute déviation par rapport à la cible annoncée. Ainsi, la crédibilité de la BCEAO se renforcerait davantage si elle annonçait aux agents économiques sa logique de fixation de ses taux directeurs et d'autres conditions de financement. La communication étant un canal très important pour ancrer les anticipations des acteurs économiques, la BCEAO ne doit plus être une superstructure de bureaucrates détachés de son public. Des spots publicitaires, des conférences, des colloques ouverts à un large public sur les missions et les instruments de politique de la banque centrale, une accélération de l'informatisation des bases de données de la banque centrale aideraient à une appropriation des mesures de la BCEAO par les agents économiques dans leurs plans d'optimisation, toute chose qui accroît crédibilité et transparence dans la gestion de la monnaie commune. Les résultats non satisfaisants sur la relation entre taux directeur et production, remettent à jour la problématique de la transmission de la politique monétaire sur l'économie réelle. Or l'article 8 des statuts de la BCEAO lui autorise d'accompagner la croissance des économies de la zone. Un des goulots d'étranglement de la transmission est l'oligopole du réseau bancaire. L'Indice d'Herfindahl-Hirschmann (IHH) montre en effet, une faible concentration de ce réseau, et aussi il y a le constat de surliquidité des banques qui n'est plus qu'un secret de polichinelle. Ainsi, les impulsions monétaires de la banque centrale ne sont pas répercutées sur les taux débiteurs offerts à la clientèle. Dans ces conditions, la BCEAO devrait inciter à une plus grande libéralisation du paysage bancaire en accordant de nouveaux agréments et Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 70 désinciter la constitution de réserves excédentaires (excessives) à travers une politique restrictive de réserves obligatoires. Le rapport annuel 2009 de la Commission bancaire indiquait que l'évolution du secteur de la finance décentralisée de l'Union révèle le dynamisme de la finance de proximité, avec plus de 800 institutions de microfinance. Le nombre de bénéficiaires des prestations de service des systèmes financiers décentralisés (SFD) est passé de 9,3 millions à fin décembre 2008 à 10,7 millions à fin décembre 2009, soit une hausse de 14,1%. Ce constat traduit la faible bancarisation des agents économiques, et nous fait dire que la BCEAO devrait continuer et approfondir sa politique de bancarisation à grande échelle dans la zone qu'elle a initiée en début d'année 2010. Et encourager les SFD pour une plus grande accessibilité des plus pauvres aux financements. La crise financière de 2008 a secoué le cadre de conduite de la politique monétaire, les banques centrales occidentales ayant adopté une batterie de mesures non conventionnelles pour rétablir la confiance sur les marchés financiers, favoriser le crédit et relancer la croissance qui était tombée en berne. Tanimoune (2011) montre que la BCEAO n'a pas mené de telles politiques du fait que le système financier de l'Union a été très peu affecté. Cependant, ces mesures doivent interpeller la BCEAO à ne pas s'enfermer dans une certaine orthodoxie (mandat hiérarchique), mais plutôt elle doit s'acharner à déterminer les instruments endogènes de régulation des conditions financières qui seront les relais véritables de sa politique monétaire. Autrement, un débat sans ambages doit être mené par la BCEAO et la Commission de l'UEMOA afin d'en tirer des enseignements pour la gestion monétaire et économique de la zone, un véritable Policy - mix étant plus que jamais nécessaire pour une Union en quête de croissance durable et de sortie de l'ornière de la pauvreté. Avec les nouveaux statuts de 2010, le discours officiel de la BCEAO est la stabilité des prix alors que depuis la dévaluation de 1994, une certaine orthodoxie s'efforce à défendre la parité du franc CFA à travers les réserves de changes. Le régime de change actuel contraint ainsi, le pilotage de la politique monétaire de la banque centrale. Dans cette perspective, l'édiction d'une règle monétaire intégrant le ciblage des réserves pour appréhender la vraie logique du comportement de la BCEAO avec un débat autour de la thématique du triangle d'incompatibilité de Mundell, serait un axe de recherches complémentaires. Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche 71 BibliographieARTUS, P. (2009) « Que sont vraiment les «politiques monétaires non conventionnelles»?», Special Report, Natixis, n028, février, p.1-5 BALL, L. (1997)«Efficient Monetary Policy Rules», NBER Working Paper n°5952, March. p. 1-22 Banque de France (2009) « La politique et les agrégats monétaires dans les zones d'émission africaines, la politique et les agrégats monétaires dans l'UEMOA », Rapport annuel de la Zone franc. BARRO R.J., et GORDON B.D. 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(1999) «Optimal Monetary Policy Inertia», National Bureau of Economic Research, Working Paper n0 7261. 75 Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche
X AnnexesRègles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche Annexe n01 : violation d'hypothèsesL'objet ici est de montrer à travers le calcul de covariances la violation de deux hypothèses des MCO dans l'estimation du système (3.7). Reconsidérons le système (3.7) : ; ; ; ? Calcul de cov ( , ) cov ( , ) = (1) or d'après le système précédent , il vient que car par hypothèse (1) s'écrit donc : cov ( , ) = (2) = = (3) car est indépendant des autres résidus ( ) Pour aboutir au système (3.7), nous avions posé . En remplaçant cette relation dans (3), il vient que : or ce qui implique que : et , d'où nous trouvons finalement (4) En procédant de la même manière que précédemment, il est aisé d'établir que : cov ( , ) = (5) Ce résultat définit ainsi une non orthogonalité entre régresseurs et résidus Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche ? Problème d'autocorrélation : calcul de cov ( , ) cov ( , ) = (6) (car ) Soit une variable dont la prévision utilise les anticipations rationnelles. Ecrivons alors pour une période d'anticipation : (7) Avec (8) (9) , (10) L'erreur de prévision pour la période suivante est donc un bruit blanc. Considérons maintenant des anticipations rationnelles pour j périodes. Les erreurs de prévisions sont alors autocorrélées47 et peuvent être représentées par un processus MA (j-1). Pour cela, supposons que soit un AR (1) : (11) Avec un bruit blanc verifiant et par conséquent En généralisant la relation (11), on obtient (12) ;
dont l'itération vers En se basant sur la relation (7), on peut écrire le cas général suivant : Pour une adaptation au modèle initial, posons , j=3 et j=4 Pour j=3, (15) 47En effet, l'ensemble d'information sur lequel se base la formulation des anticipations sur les j périodes est i.e. qu'on aura , ,..., et ainsi les erreurs de
prévisions seront corrélées car dépendant
du Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche Pour j=4, (16) - Calcul de D'après le système (3.8) , il vient que :é é é 48 , ce qui implique que (17) é é é du fait que toutes les erreurs (sauf ) sont supposées
i.i.d. : é é é é é é 49 On obtient ainsi é é é (18) (on suppose et é ) Finalement (18) dans (17) permet d'écrire que : (19) Ce résultat témoigne de l'autocorrélation sérielle des résidus. 48 Par éléments croisés, il faut voir tous les produits des variables non covariés issus de la multiplication de ( ( et différents de . 49 Ici aussi, les éléments croisés représentent les produits des variables non covariés issus de la multiplication de de et différents Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche Annexe n02Test de stationnarité - ADF/ Phillip-Perron
Source : Estimations de l'auteur sur Eviews ADFc = valeur calculée ou empirique de la statistique du test ADF- ADFth = valeur théorique ou critique au seuil de 5% PPc = valeur calculée ou empirique de la statistique du test PP - PPth = valeur théorique ou critique au seuil de 5% Critères de sélection de retard du VAR Endogenous variables: TPE INFGAP4 GAPHP
* indicates lag order selected by the criterion LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level) FPE: Final prediction error, AIC: Akaike information criterion, SC: Schwarz information criterion HQ: Hannan-Quinn information criterion Source : Estimations de l'auteur sur Eviews Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche Annexe n03Résultats d'estimations du VAR Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] TPE INFGAP4 GAPHP TPE(-1) 0.886672 0.938030 0.076035 (0.14890) (0.54991) (0.06231) [ 5.95496] [ 1.70580] [ 1.22020] TPE(-2) -0.177658 -0.606643 -0.047143 (0.16746) (0.61848) (0.07008) [-1.06088] [-0.98087] [-0.67267] TPE(-3) 0.257518 -0.332908 -0.073528 (0.13616) (0.50287) (0.05698) [ 1.89129] [-0.66202] [-1.29035] TPE(-4) -0.052320 0.052221 0.035593 (0.09324) (0.34435) (0.03902) [-0.56115] [ 0.15165] [ 0.91218] INFGAP4(-1) 0.017005 0.805374 0.012999 (0.03759) (0.13882) (0.01573) [ 0.45241] [ 5.80160] [ 0.82635] INFGAP4(-2) 0.124416 -0.077474 0.005957 (0.04064) (0.15011) (0.01701) [ 3.06107] [-0.51612] [ 0.35020] INFGAP4(-3) -0.121202 -0.265430 -0.038670 (0.04300) (0.15879) (0.01799) [-2.81895] [-1.67156] [-2.14907] INFGAP4(-4) -0.002218 0.178630 0.021452 (0.03193) (0.11793) (0.01336) [-0.06945] [ 1.51473] [ 1.60533] GAPHP(-1) 0.173948 0.029126 2.133867 (0.32910) (1.21543) (0.13773) [ 0.52856] [ 0.02396] [ 15.4933] GAPHP(-2) -0.231019 -1.735648 -1.608508 (0.75495) (2.78820) (0.31595) [-0.30600] [-0.62250] [-5.09102] GAPHP(-3) 0.065900 2.696866 0.283160 (0.74693) (2.75859) (0.31259) [ 0.08823] [ 0.97763] [ 0.90584]
Source : Estimation de l'auteur sur Eviews Tests de causalité de Granger Lags: 3
Source : Estimations de l'auteur sur Eviews Test de conformité de Wald
Source : Estimations de l'auteur sur Eviews Règles de politique monétaire : essai de modélisation pour la BCEAO DEA/Master de recherche Annexe n04 : Décomposition de la variance des erreurs Décomposition de TPE
Décomposition de infgap4
Décomposition de gaphp
Source : Estimations de l'auteur sur Eviews
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"Il ne faut pas de tout pour faire un monde. Il faut du bonheur et rien d'autre" | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
