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Taux de change et Inflation: une analyse en modèle VAR du canal du taux de change :

Cas de la Tunisie

Samia Jebali1 Tahar Moulahi**

Mohamed Slim Mouha***

Résumé La Tunisie connais depuis cinq ans une dépréciation quasi continue de sa monnaie nationale vis-à-vis de l’euro. Ainsi, l’objectif de ce papier est d’examiner empiriquement la réaction des prix domestiques à cette variation du taux de change. Afin de prendre en compte les effets réciproques entre inflation domestique et variation du taux de change, ainsi que les effets des autres variables, nous adopterons une démarche en termes du modèle VAR avec quatre variables à savoir, le taux du marché monétaire, le taux de change effectif nominal, l’indice des prix à la consommation et l’indice de la production industrielle. Les résultats empiriques montrent que tout choc sur le taux de change entraîne une réaction rapide de l’inflation et que cette réaction semble traduire un degré faible du pass-through et une rapidité relative dans l’ajustement aux chocs sur le taux de change.

Mots clés : canal du taux de change, inflation, modèle VAR

Abstract Tunisia has experienced, for the five years ago, continual Dinar depreciation opposite to Euro. Then, the objective of this paper is to examine empirically the pass-through of the exchange rate changes on the domestic prices. In order to take into account of bi-directional effects, as well as other macroeconomic factors, between domestic inflation and exchange rate changes, a vector autoregression (VAR) analysis is used, with four variables that are: the monetary market interest rate, nominal effective exchange rate, consumer price indices and industrial production indices. The empirical findings show that an exchange rate changes involve a rapid reaction to inflation. This reaction seems reflect a low degree of pass-through and relative speed of adjustment face exchange rate’s shock. Keywords: pass-through, inflation, VAR JEL classification : C22, E31, F41

*Laboratoire Prospective, de Stratégie et de Développement Durable Faculté des Sciences Economiques et de Gestion de Tunis, Tunisie E-mail : ilabej@yahoo.fr **Unité de Recherche en Monnaie Finance et Banque Faculté des Sciences Economiques et de Gestion de Tunis, Tunisie E-mail : taher_moulahi@yahoo.fr ***Cadre dans une banque tunisienne E-mail :mouha_mohammed@yahoo.fr

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Taux de change et Inflation en Tunisie : une analyse en modèle VAR du canal du taux de change

Cas de la Tunisie

Introduction Etant donné le degré élevé d’ouverture de l’économie tunisienne, le canal taux de

change semble avoir un rôle important entant que mécanisme de transmission de la politique

monétaire. En outre, ce canal s’avère intéressant dans la mesure où la Tunisie transite vers un

régime de changes flottant et une politique monétaire axée sur le ciblage d’inflation. La

compréhension des canaux de transmission de la politique monétaire est donc, un préalable

pour la conduite d’une politique monétaire efficiente. La Tunisie connais depuis cinq ans une

dépréciation quasi continue de sa monnaie nationale vis-à-vis de l’euro. Cette dépréciation

peut être soit une évolution normale initiée par les forces de marché pour que le dinar regagne

sa valeur d’équilibre, soit une politique active de dépréciation nominale et réelle du Dinar

dans le but de préserver la compétitivité de ses produits sur les marchés extérieurs. Or, la

recherche systématique de la compétitivité de l'économie par la dépréciation de la valeur de la

monnaie nationale risque de conduire l'économie à une inflation incontrôlable (Calvo,

Reinhart et Vegh, 1995).

Par ailleurs, il est crucial d’évaluer la réaction des prix domestiques au taux de change

nominal (pass-through) vu ses implications importantes pour la politique monétaire. Le pass-

through mesure l’effet d’une variation du taux de change nominal sur les prix à travers les

fluctuations des prix des produits importés.

En effet, le taux de change affecte l’inflation soit indirectement, du fait que le taux de

change réel affecte le prix relatif entre les biens domestiques et les biens étrangers et par

conséquent affecte la demande domestique, soit directement, dans la mesure où le taux de

change exerce une influence sur les prix des biens importés inclus entant qu’une composante

de l’indice des prix à la consommation, et par conséquent sur l’ensemble des biens

domestiques.

L’objectif de ce papier est d’estimer la réaction des prix domestiques à une variation

du taux de change nominal pour le cas de la Tunisie. Afin de tenir en compte les effets

réciproques entre inflation domestique et variation du taux de change, ainsi que les effets des

3

chocs monétaires, il semble utile de faire recours à un modèle VAR incluant quatre variables

en utilisant des données mensuelles pour une période s’étalant entre 1999 et 2006.

Ce travail est organisé de la manière suivante. La section 1 discute les déterminants du

pass-through et résume les résultats de certaines études empiriques dans des pays émergents et

des pays en développement. La section 2 décrit et analyse les fluctuations du taux de change

effectif nominal en Tunisie, les facteurs sous-jacent et ses effets sur l’inflation. La section 3

énonce la méthodologie économétrique choisie et les résultats trouvés seront présentés dans la

section 4. La section 5 est consacré à la conclusion et offre certaines recommandations.

1. Revue de la littérature 1.1 Les facteurs explicatifs du pass-through

Maintes études empiriques ont montré que, dans une économie ouverte, les variations

du taux de change se transmettent dans la plupart des cas de façon partielle et différée dans le

temps aux prix domestiques2. Cette hypothèse du pass-through partiel a reçu une réflexion

importante dans la littérature et dans les politiques des banques centrales vu sa conséquence

sur la transmission des chocs extérieurs et intérieurs à l’économie nationale.

En effet, le degré de pass-through établit un lien entre la variation du taux de change et

celle des prix domestiques. Autrement, cela renvoie à la capacité des entrepreneurs à modifier

leurs prix à la suite d’une variation du taux de change. Dans cette perspective, le degré de

pass-through est influencé par les facteurs suivants3 :

• la structure et le degré de concurrence sur les marchés des biens : la théorie du

« pouvoir du marché » stipule que le pass-through n’est que partiel. Si la demande locale est

très élastique, les entreprises étrangères, en cherchant à préserver leur part de marché, sont

obligées d’absorber les fluctuations du taux de change et acceptent ainsi des profits marginaux

faibles. Dans une structure non concurrentielle du marché, bien que la dépréciation du taux de

change fait augmenter le coût des produits importés intermédiaires, les firmes non

compétitives peuvent choisir d’absorber partialement ou totalement la hausse du coût de

production, et réduire ainsi le degré de pass-through aux prix à la consommation. Dans un

modèle d’oligopole de Cournot, Dornbusch (1987) suggère que l’ampleur du pass-through est 2 Par exemple, Krugman (1987), en traitant des données sur les importations des Etats-Unis pour la période de 1980-1983, a trouvé que 35-40% de l’appréciation du dollar n’a pas été reflétée par une baisse des prix des produits importés. Knetter (1989) a montré que les exportations des Etats-Unis sur la période 1977-1985 sont insensiblent aux fluctuations du taux de change. Récemment, l’estimation réalisée pour la période 1975-1999 et pour le cas des pays de l’OCDE par Campa et Goldberg (2002) défend l’hypothèse du pass-through partiel pour le long terme mais pas pour le cours terme. 3 Voir Goldfajn et Werlang, 2000

4

déterminée par la proportion des firmes étrangères présentes sur le marché local par rapport

aux entreprises locales ;

• l’environnement inflationniste : Taylor (2000) montre que le degré de pass-through

augmente avec le niveau d’inflation. En se basant sur le modèle de comportement de la firme,

Taylor (2000) montre que les entrepreneurs auront d’autant plus tendance à répercuter dans

leurs prix les variations du taux de change que l’environnement est traditionnellement marqué

par l’inflation. De plus, si l’inflation est persistante, les entrepreneurs considèreront que les

hausses de coûts sont elles-mêmes persistantes. Toutefois, le pass-through est faible en

présence d’une politique monétaire crédible. En fait, la crédibilité et l’efficacité de la politique

monétaire à maintenir un taux d’inflation bas doivent amener les firmes à anticiper la non-

persistance de tout choc négatif du taux de change sur l’inflation et par conséquent elles ne

répercutent pas directement sur leurs prix l’effet change (Gagnon et Ihrig, 2004) ;

• l’activité économique : dans les périodes de forte activité, il est plus facile pour les

entrepreneurs de répercuter dans leurs prix une hausse de leurs coûts liés à la dépréciation de

la monnaie domestique. Le contraire est aussi vrai. Dans certains cas une forte dépréciation

n’implique pas nécessairement une augmentation des prix domestiques car si l’économie est

en récession les firmes n’ajustent pas leurs prix proportionnellement à la hausse des coûts.

• le taux de change réel : la surévaluation de la monnaie domestique est un déterminant

important de la dépréciation future de cette monnaie (Goldfajn and Valdes, 1999). Lorsque la

dépréciation constitue une correction de cette surévaluation initiale du taux de change, et donc

celui-ci retrouve son état d’équilibre, alors la dépréciation ne produit aucun effet

inflationniste. On doit observer uniquement un changement dans les prix relatifs biens

échangeables/biens non échangeables, mais pas une hausse généralisée des prix. Par contre,

lorsque la dépréciation est excessive, allant au delà de ce qui est nécessaire pour retrouver la

valeur d’équilibre du taux de change, elle produit certainement des effets inflationnistes ;

• le degré d’ouverture : d’un côté, un degré d’ouverture élevé peut signifier, comme le

montre McKinnon (1963), une forte sensibilité de l’économie aux variations du taux de

change. D’un autre côté, selon la théorie de la crédibilité, il est possible d’observer une

relation négative entre inflation et degré d’ouverture. La recherche de crédibilité en économie

ouverte devrait conduire à une plus faible inflation dans les pays les plus ouverts ;

• le régime du taux de change : pour un régime du taux de change flexible, un degré

faible du pass-through permettrait de maîtriser l’inflation car il offre une meilleure protection

contre les chocs extérieurs tout en conférant une plus grande indépendance à la politique

5

monétaire. Par contre, dans le cas d’un régime du taux de change fixe, toute action pour

stabiliser l’inflation se traduit par une volatilité au niveau de la production (Devereux, 2001).

En fait, les pays à régime de change fixe sont de plus en plus exposés à la volatilité des flux

de capitaux.

1.2 Les principaux enseignements des études empiriques

Plusieurs études empiriques se sont penchées, ces dernières années, à analyser la

relation entre la variation du taux de change et l’inflation. Choudhri et Hakura (2001), pour

un échantillon de 71 pays y compris la Tunisie, ont trouvé que le pass-through est corrélé

positivement avec le taux d’inflation. Leur étude qui porte sur la période 1979-2000, a permet

de montrer que le pass-through est complet pour la plupart des pays de l’échantillon. De

même, Devereux et Yetman (2003) montre que le pass-through est associé positivement avec

le taux d’inflation, mais cette relation n’est pas linéaire vue que le degré de pass-through

baisse dans le temps. Toutefois, Goldfajn et Werlang (2000) ont trouvé que le coefficient de

pass-throug est d’autant plus élevé que l’horizon temporel de référence est lui-même éloigné.

Pour l’ensemble des pays de l’échantillon, il atteint son maximum au bout de 12 mois. Il

existe cependant des disparités significatives entre les pays (voir tableau 1).

Tableau 1 : Coefficients de pass-through par type de pays, 1980-1998

Mois Pays développés

Pays émergents

Autres pays en développement

Pays OCDE

Pays non OCDE

6 0,245 0,394 0,340 0,113 0,471 12 0,605 0,912 0,506 0,188 0,754

Source : Goldfajn et Werling, 2000

Le tableau montre que pour un horizon de 6 mois, le coefficient de pass-through est

plus élevé dans les pays en développement et les pays émergents que dans les pays

développés. A 12 mois, le pass through est presque total dans les marchés émergents (0,912).

Alors que les résultats trouvés par Choudhri et Hakura (2001) suggèrent que l’inflation

initiale constitue la variable la plus explicative de la différence du pass-through entre les pays,

Goldfajn et Werlang (2000) trouvent que la dévaluation du taux de change réel est la variable

déterminante du pass-through pour les pays émergents, alors que c’est l’inflation initiale pour

les pays développés. En plus de l’inflation initiale et le taux de change réel, d’autres facteurs

ont été mis en évidence comme des déterminants de pass-through tels que le revenu par

6

habitant, les salaires, la variabilité du taux de change à long terme et le degré d’ouverture

(voir Goldgajn et Werlang, 2000, Frankel, Parsley et Wei, 2005).

La plupart des études empiriques trouvent que le degré du pass-through connaît une

diminution ces dernières années surtout pour les pays en développement. En fait, ces pays

expérimentaient souvent un degré élevé de pass-through suite à la part importante des produits

importés dans la composition de l’indice général des prix. Certains auteurs se sont donc

intéressés à expliquer ce degré faible du pass-through observé ces dernières décennies.

Choudhri et Hakura (2001), Taylor (2000) ont conclut que ce faible degré du pass-through est

associé à une tendance mondiale à la baisse de l’inflation à partir des années 1990. Gagnon et

Ihrig (2004) ont trouvé que les pays avec un taux d’inflation faible et stable semblent avoir

des degrés faibles du pass-through et que au cours de cette période, ces pays connaissaient

une baisse du niveau et de la variabilité de l’inflation.

Alors que, Burstein, Eichenbaum et Rebelo (2002) expliquent cette baisse observée

dans la transmission des chocs sur le taux de change à l’indice général des prix par la

substitution des produits importés coûteux par des produits locaux moins chers, Borenstein et

De Gregorio (1999) et Goldgajn et Werlang (2000) voient que la dévaluation de leur

monnaies nationales est le principal déterminant de la baisse de l’inflation à long terme. Saiki

(2004) observe que le changement de régime monétaire en ciblage d’inflation a été associé

avec la baisse du degré du pass-through dans les pays en développement.

Certaines études empiriques ont expliqué cette relation entre le taux de change et

l’inflation par une équation de régression simple (Olivei, 2002 ; Campa et Golberg, 2005 ;

Campa, Goldberg et Gonzáles-Mínguez, 2005). Des travaux récents tel que McCarthy (2000),

Hahn (2003), Faruqee (2004) et Ito et Sato (2006) ont utilisé l’approche VAR pour analyser la

transmission des différents chocs sur le taux de change à l’inflation.

2. Taux de change et inflation en Tunisie Au cours des années 1990, la Tunisie a adopté une politique de ciblage du taux de

change effectif réel dans le but de préserver la compétitivité du pays. Cette politique consiste

à ajuster périodiquement le taux de change nominal pour maintenir le taux de change effectif

réel constant. Cette politique s’avère efficace si le pays évite les pièges dont elle peut tomber.

Généralement, cette politique peut s’accompagner de la persistance d’une inflation élevée et

du mauvais alignement du taux de change.

7

Le choix de ciblage du taux de change pour la Tunisie reflète la volonté des autorités

d’indexer le taux de change nominal au niveau des prix domestiques afin d’éviter toute perte

de compétitivité. Toutefois, une règle du taux de change réel constant empêche le taux de

change nominal de servir comme un point d’ancrage nominal ; tout choc attaquant le niveau

des prix domestiques peut être fortement amplifié par une dépréciation rapide du taux de

change et une croissance monétaire rapide. De même, toute dépréciation du taux de change

peut entraîner une hausse de l’inflation.

Or, la Tunisie s’oriente ces dernières années vers un régime de change flexible qui

allait en parallèle avec la transition de la politique monétaire vers le ciblage directe du taux

d’inflation4. Cette évolution du régime de change, qui s’accompagnait avec la libéralisation

des relations commerciales et financières internationales, a été prudente et s’est faite en

plusieurs temps :

- assouplissement progressif du contrôle de change par la diminution de l’intervention

de la banque centrale sur le marché de change ;

- création en 1994 d’un marché des changes au comptant entre les intermédiaires agréés

résidents et il est accessible aux banques non résidentes pour le compte de leur clients.

Ce marché a été élargi en 1997 aux opérations de change à terme ;

- Convertibilité du dinar dès 1993 qui implique la liberté de règlement des dépenses

courantes en devises par les différents agents économiques ;

- Assouplissement du contrôle de change relatif aux opérations de capitaux afin

d’encourager les investissements étrangers ;

- Amélioration du système de couverture contre le risque de change pour les opérations

commerciales. Les possibilités de couverture du risque de change ont été ajoutées en

2001

Par ailleurs, au cours des années 1990 et les années 2000, la Tunisie n’a pas

expérimenté une forte inflation (4,8% en moyenne durant la période 1990-1999 et elle se

stabilise aux alentours de 3% durant les années 2000) (Figure 1). Cette inflation relativement

faible peut être expliquée d’une part, par l’absence de chocs significatifs et d’autre part, par

une politique mixte prudente associée avec une rigidité des prix plus au moins importante (le

taux de la libéralisation des prix a atteint 50% de l’ensemble des biens et services au terme de

l’année 1992).

4 Dans la nouvelle loi n° 2006-26 du 15 mai 2006, l’article 33 stipule que « La Banque Centrale a pour mission générale de préserver la stabilité des prix ». Ce nouvel article qui a remplacé l’ancien article de la loi n° 58-90 du 19 septembre 1958 est une indication claire de la nouvelle orientation de la politique monétaire.

8

Figure 1 : Evolution du taux d’inflation de la Tunisie entre 1987-2005

Evolution du taux d'inflation, 1987-2005

0123456789

1987

1989

1991

1993

1995

1997

1999

2001

2003

2005

années

taux

d'in

flatio

n

taux d'inflation

Note : Sources : les Statistiques Financières de la Banque Centrale de la Tunisie

En revanche, la monnaie nationale a perdu 2 % en 2001, par rapport à l’euro, contre

4% en 2002 et 8,5 % en 2003 (Figure 2). Cette dépréciation nominale est supérieure au

différentiel d’inflation. En effet, le taux de change effectif réel du dinar par rapport à l’euro a

augmenté au cours de la période 1999-2006 de 3,5 % en moyenne par an.

La dépréciation du taux de change a commencé vers la fin de l’année 2000- début l’an

2001. En effet, au cours de cette période, la Tunisie a connu une série de chocs à effet négatif,

en particulier les évènements du 11 septembre 2001 et l’attaque de synagogue à Djerba en

2002. De plus, l’Euro s’est apprécie rapidement vis-à-vis du Dollar ce qui a favorisé la

dépréciation du Dinar tunisien. En fait, à partir des années 2000, la Banque Centrale de la

Tunisie commence à rendre le taux de change plus flexible par la réduction de ces

interventions sur le marché des changes, ce qui explique la réaction du taux de change aux

chocs extérieurs. Autre l’effet de ces chocs, l’abolition progressive des barrières douanières

dans le cadre de l’accord de libre échange avec l’UE a incité les autorités à laisser le Dinar se

déprécier pour promouvoir les exportations.

9

Figure 2 : Evolution du taux de change du Dinar par rapport à l’Euro, 1999-2006

Evolution du taux de change du Dinar par rapport à l'Euro, 1999-2006

0

0.5

1

1.5

219

99M

1

2000

M1

2001

M1

2002

M1

2003

M1

2004

M1

2005

M1

2006

M1

2007

M1

taux de change

Note : Sources : les Statistiques Financières de la Banque Centrale de la Tunisie

3. Méthodologie de travail Le taux de change est déterminé par le taux d’intérêt, le taux d’inflation et d’autres

variables macroéconomiques qui relèvent de la politique monétaire et budgétaire. En effet, un

taux d’inflation élevé (par rapport à celui des pays concurrents et partenaires sur le plan

commercial) entraînera une dépréciation de la monnaie nationale. De même, un faible taux

d’intérêt provoquera une hausse du taux de change. En revanche, la variation du taux de

change tend à affecter les comportements des firmes € des prix et par conséquent, influence

les politiques macroéconomiques. Ainsi, l’étude de l’interaction entre le taux de change et

l’inflation doit être réaliser dans le deux sens. Comme les équations de régression simple pour

l’estimation du pass-through ignorent l’effet que peut exercer l’inflation sur le taux de change,

le modèle VAR semble être alors la meilleure approche permettant de suivre et étudier une

telle interaction entre le taux de change et les variables macroéconomiques.

L’analyse par le modèle VAR de l’effet du taux de change présente les avantages

suivants :

- cette technique nous permettra d’identifier les chocs structurels suite à la

décomposition de Choleski. De même, elle permet d’examiner les effets des chocs

structurels des autres variables macroéconomiques sur l’inflation domestique.

10

- Elle permet de décomposer l’effet des chocs structurels sur l’inflation pour distinguer

les chocs sur le taux de change et les autres chocs.

Nous procédons pour analyser le pass-through pour le cas de la Tunisie, à l’usage d’un

modèle VAR avec quatre variables, l’indice de la production industrielle (IPI), l’indice des

prix à la consommation (IPC), le taux de change effectif nominal € et le taux de marché

monétaire à court terme (TMM). Les chocs structurels sur le taux de change et des autres

variables seront identifiés par la décomposition de Choleski. Les fonctions de réaction aux

impulsions nous permettent de déceler comment les variables macroéconomiques réagissent

face aux chocs du taux de change. Ces fonctions tracent la trajectoire des ajustements dans le

temps de chaque variable en réponse aux différents chocs. En effet, les résultats de cette

analyse dépendent considérablement de la stratégie d’identification choisie.

Soit donc, le système suivant des équations qui représentent la structure de

l’économie :

( ) ttt uyLAyA +=0 (1)

avec ty est le vecteur composant des variables économiques, 0A est la matrice des

multiplicateurs d’impact, L est l’opérateur du retard, ( ) ∑=

=k

iiLLA

1contient la structure

polynomiale, et tu représente les chocs structurels avec la matrice de covariance ∑u :

( ) ∑= uuVar t (2)

Toutefois, cette forme structurelle du modèle ne peut pas être estimée que par l’ajout

d’une information supplémentaire ; l’information fournie par la forme réduite dans l’équation

(1) est insuffisante pour estimer tous les paramètres de la matrice 0A . Ainsi, pour identifier 0A ,

deux restrictions seront prises en compte. La première restriction est que la matrice variance-

covariance des chocs est supposée diagonale ce qui implique que les chocs structurels sont

orthogonaux. La deuxième restriction est que la matrice 0A est représentée par le triangulaire

inférieur. Ces deux hypothèses sont connues par la factorisation de Choleski du modèle VAR.

11

Cependant, dans l’analyse empirique, l’hypothèse que 0A est le triangulaire inférieur

est largement critiquée. Cette hypothèse impose une forme récursive des corrélations

contemporaines dans le système. Cela signifie que la première variable réagit uniquement à

son propre choc, la seconde réagit à son propre choc et au choc de la première variable, et

ainsi de suite. Finalement, la dernière variable du système réagit sans retard à tous les chocs,

et par contre ses variations ne présentent aucun effet immédiat sur les autres variables. Ce

schéma récursif fait de sorte que l’ordre des variables a un impact important sur

l’identification des chocs.

On configure ainsi le modèle VAR suivant avec un modèle de 4 variables,

'

tttt ) tmm,E , ,ipi( ∆∆∆= ipcxt

avec ipit est l’indice de la production industrielle, Et c’est le taux de change effectif nominal,

et ipct représente l’indice des prix à la consommation, tmmt représente le taux d’intérêt à court

terme (le taux du marché monétaire moyen).∆ représente l’opérateur différence première. On

différencie premièrement les variables pour les rendre stationnaires.

La relation entre la forme réduite du modèle VAR des résidus et les perturbations

structurelles peut être écrite comme suit :

⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

=

⎥⎥⎥⎥⎥

⎦

⎤

⎢⎢⎢⎢⎢

⎣

⎡

tmmt

Et

ipct

ipit

tmmt

Et

ipct

ipit

u

u

u

u

ε

ε

ε

ε

44434241

333231

2221

11

S S S S 0 S S S 0 0 S S 0 0 0 S

Le modèle structurel est identifié car les k(k-1)/2 restrictions sont imposées à la

matrice S comme restrictions zéro avec k indique le nombre des variables endogènes. Les

restrictions zéro dans la matrice S signifient que certains chocs structurels n’ont pas un effet

sur d’autres variables endogènes étant donné l’ordre des variables endogènes.

Dans notre analyse, cet ordre est fait en fonction des résultats trouvés du test de

causalité au sens du Granger et de la rapidité de la réaction des variables aux chocs. Ce test

nous a permet de déterminer la relation de causalité entre les variables et d’identifier ainsi leur

ordre (voir Tableau 1 Annexes).

12

L’indice de la production industrielle est introduit dans notre analyse comme un choc

de demande. Il est supposé ici comme choc exogène.

L’indice des prix à la consommation est introduit comme mesure de l’inflation

domestique. Il précède le taux de change et le taux d’intérêt.

On utilise le taux de change effectif nominal dinar/euro dans notre analyse vue que la

Tunisie a une dépendance commerciale vis-à-vis de l’Union Européenne. En fait,

généralement, toute dévaluation du taux dinar/euro peut être expliquée par le fait que la

Tunisie cherche à promouvoir ses exportations et gagner de la compétitivité de ses produits.

Le taux de change effectif nominal sera en troisième rang car il répond aux chocs de demande

et aux chocs des prix domestiques mais non aux chocs monétaires. Les chocs sur le taux de

change sont supposés avoir un effet immédiat seulement sur le taux d’intérêt à court terme.

Finalement, on introduit le taux d’intérêt pour cerner les effets de la conduite de la

politique monétaire aussi bien sur l’inflation que sur le taux de change. Il sera rangée en

dernier lieu car d’après le test de causalité de Granger, cette variable est affectée

simultanément par les autres chocs mais n’a aucun impact contemporain sur les prix et sur le

taux de change. De plus, comme le taux d’intérêt représente l’instrument de la politique

monétaire, cela suppose que la banque centrale prend en considération dans sa fonction de

réaction toutes les variables contemporaines. Par contre, le taux d’intérêt n’a aucun effet

immédiat sur les autres variables mais son impact est perçu avec retard.

4. L’analyse empirique 4.1 Les données

La présente étude porte sur des données mensuelles étalant entre janvier 1999 et

décembre 2006. Les séries des indices des prix à la consommation et des indices de la

production industrielle sont calculées base 100 en 1990. Le taux de change effectif nominal

est celui enregistré au marché de changes ; c’est la moyenne des taux quotidiens. Comme

variable de la politique monétaire, on utilise le taux moyen mensuel du marché monétaire. La

source des données de toutes les variables est les statistiques financières de la Banque

Centrale de la Tunisie

La propriété de stationnarité des séries temporelles de ces variables est testée par

l’ADF (Augmented Dickey- Fuller). Les résultats sont présentés dans le tableau 2 (Annexes)

qui montre que l’indice de la production industrielle, l’indice des prix à la consommation et le

taux de change nominal ne sont pas stationnaires au niveau mais le sont à la différence

13

première. Ce test de racine unitaire montre aussi que le taux d’intérêt est stationnaire au

niveau pour un intervalle de confiance de 90%. Ainsi, les variables endogènes du

modèle, 'tttt ) tmm,E , ,ipi( ∆∆∆= ipcxt , sont supposées stationnaires ce qui nous permet de

procéder à l’estimation du modèle VAR. L’ordre du retard est choisi sur la base du critère de

Schwarz.

4.2 Résultats et interprétations

L’examen de l’ampleur du pass-through des chocs sur le taux de change aux

différentes variables macroéconomiques et en particulier à l’inflation nous a permis de

mesurer les effets d’une dépréciation du taux de change. Les réponses impulsives accumulées

(représentées par les traits continus) sont présentées au cours d’un horizon de 24 mois (voir

Figure 1 Annexes). Tous les chocs sont standardisés à 1% ; et donc, l’axe vertical indique le

pourcentage de la variation approximative de la variable en réponse à 1% de choc sur le taux

de change. Figure 3 : La réponse de l’inflation aux chocs sur le taux de change

La figure indique que tout choc sur le taux de change nominal entraîne une réaction

rapide du niveau général des prix. Celui-ci diminue au cours du deux premiers mois à la suite

de la baisse de la demande local des produits fini d’origine extérieur, puis il connaît une

relance et augmente à partir du troisième mois en réponse au renchérissement des

importations des produits intermédiaires et à l’augmentation de la demande étrangère de

produits locaux, pour gagner sa valeur initiale dans presque 10 mois. La rapidité de la

réaction des prix aux variations du taux de change peut être expliquée soit par une flexibilité

14

des prix surtout des produits finis importés, soit par politique monétaire accommodante et peu

crédible. Devereux (2001) a met en évidence que, dans certains pays (exemple le Mexique),

les importateurs ajustent immédiatement leurs prix proportionnellement à la hausse de leurs

coûts suite à la dépréciation du taux de change. Taylor (2000) suggère que, si les entreprises

manquent de confiance dans la politique monétaire, alors elles ne retardent pas à transmettrent

l’augmentation de leurs coûts aux prix, car elles ne voient pas que cette dépréciation du taux

de change pourrait être transitoire.

La Tunisie a adopté un régime de change de flottement géré, ceci donne à la banque

centrale le droit d’intervenir sur le marché de changes pour ajuster le taux de change réel afin

de maîtriser le différentiel d’inflation avec les pays concurrents et partenaires. Cela justifie

l’amortissement de l’effet d’une dépréciation du taux de change sur l’inflation au bout du

10ème mois5.

La production industrielle répond elle aussi rapidement à la dépréciation du taux de

change. Elle connaît une légère baisse puis une reprise et stabilisation après 10 mois (voir

Figure 1 Annexes).

Finalement, le taux d’intérêt diminue après une dépréciation du taux de change (voir

Figure 1 Annexes). Cette baisse reflète la réaction de la Banque Centrale envers les chocs sur

les taux de change pour contrecarrer l’effet d’un resserrement probable de la liquidité sur le

marché monétaire du à une augmentation de la demande de la monnaie consécutive d’une

part, au renchérissement des prix des importations, d’autre part au consolidation de la

demande extérieure. L’intensification de cette dernière induira une dynamique au niveau de

l’activité réelle.

Pour mieux discerner la transmission des chocs sur le taux de change à l’inflation, on

fait recours à l’analyse de la décomposition de la variance. Le tableau 3 en annexes reporte les

résultats de la décomposition de la variance de l’Indice des prix à la consommation, du taux

de change et du taux d’intérêt afin de mettre en évidence la part de chaque choc dans

l’explication de la variation de la variable. L’estimation est faite pour un horizon de 24 mois

pour saisir l’évolution de cette part dans le temps.

5 Il a été observé que les pays en développement sont généralement plus résistants que les pays industrialisés à laisser leurs taux de change fluctuer librement. Ce phénomène est connu dans la littérature par « la peur au flottement ».

15

Tableau 2 : Décomposition de la variance de IPC (en %) Période IPI IPC E TMM

2 3.165663 90.24329 6.045475 0.545570 6 6.332587 87.31448 5.741808 0.611126

12 6.349048 87.16727 5.743895 0.739791 24 6.346992 86.97557 5.746567 0.930869

Selon ce tableau, pour un horizon de 2 mois, presque 6% de la variation des prix est

expliqué par les chocs du taux de change, alors que seulement 0.5% est expliqué par les chocs

du taux d’intérêt. A 24 mois, la part des chocs du taux de change diminue alors celle du taux

d’intérêt augmente.

Ces résultats montrent que le taux de change ne joue pas un rôle important comme

déterminant de la variation des prix en Tunisie. Alors que la contribution du taux d’intérêt

dans la variation des prix est encore plus faible.

En fait, il semble y avoir d’autres facteurs qui déterminent l’inflation en Tunisie ;

l’accroissement soutenu de la demande intérieure et surtout avec des saisons agricoles

relativement difficiles (année 2000 et 2001) entraînant une augmentation rapide des prix des

produits alimentaires.

Les résultats trouvés nous révèlent ainsi, un rôle limité du canal de change. L’une des

justifications de ce degré faible du pass-through peut être attribuée à l’environnement

inflationniste. En fait, en Tunisie le taux d’inflation est historiquement faible ; celui-ci restait

toujours faible (inférieure à 10%) (Voir Figure 1).

De plus, la structure du marché tunisien des biens n’est pas concurrentielle, ce qui

donne une grande marge de manœuvre aux entreprises locales pour répercuter l’augmentation

des coûts de production du à la dépréciation de la monnaie nationale. En outre les entreprises

Tunisiennes sont peu compétitives par rapport aux entreprises étrangères ; et tendent ainsi

d’absorber une part de l’augmentation du coût de production afin de préserver leur part de

marché.

De plus, l’administration des prix de plus de 30% des composantes du panier de

l’indice des prix à la consommation, fait de sorte que l’impacte de la hausse notable des prix

de certains produits importés relevée récemment, notamment, le pétrole, le blé et les huiles

végétales n’est que partiel sur les prix des produits locaux et ce en relation avec les

subventions qu’accorde l’Etat à ce type de produits.

16

Figure 4 : La réponse de l’inflation aux chocs sur le taux d’intérêt

La Figure trace l’effet des chocs monétaires (une augmentation du taux d’intérêt). Le

niveau des prix diminue suite à une augmentation du taux d’intérêt. Cette augmentation est

relativement faible. Le taux d’intérêt est l’un des instruments utilisés par la banque centrale

afin de contrôler l’inflation. Toute hausse du taux d’intérêt entraîne une baisse de la demande

des crédits, et par conséquent, une réduction de la demande intérieure et les prix domestique.

Conclusion Toute politique monétaire optimale se sert de tous les canaux de transmission qui

s’avèrent efficients. Ces canaux diffèrent par leur rapidité de transmission des impulsions.

Dans le cas des économies ouvertes, le canal direct du taux de change joue un rôle important

dans la transmission immédiate des impulsions monétaires. Ce canal permet à la politique

monétaire d’influencer sans retard le taux d’inflation6. Puisque le taux de change est en

interaction avec les autres variables macroéconomiques, le degré du pass-through affecte

l’utilisation optimale de tous les autres canaux de transmission en particulier le taux d’intérêt.

En conséquence, il affecte la dynamique de l’économie et l’évolution des variables

macroéconomiques, qui sont cruciales pour la procédure d’anticipation en ciblage d’inflation.

Pour une petite économie ouverte comme la Tunisie, et avec l’intensification de la

libéralisation financière, le taux de change est une variable cruciale qui doit être prise en

compte par les autorités monétaires dans leur conduite. Ainsi, l’objectif du présent papier est

6 Voir Ball (1998, 2000) et Svensson (2000)

17

d’évaluer la réaction des prix nationaux à une variation du taux de change. L’estimation du

degré du pass-through est faite par le modèle du Vecteur Autorégressive (VAR).

Comme s’est prévu, notre travail nous a fait révélé que le degré de transmission des

chocs sur le taux de change en Tunisie est faible. Ceci peut être expliqué par :

• premièrement, l’inflation semble être maîtrisée surtout à partir des années 2000. Parmi

les facteurs qui ont aidé à maîtriser le niveau général des prix, il est possible de citer :

- une politique monétaire plus rigoureuse ; en fait, l’évolution de la liquidité semblait

conforme au rythme de création de richesses ;

- une politique budgétaire adéquate qui cherche à rationaliser les dépenses publiques et

améliorer le rendement du système fiscal.

• deuxièmement, la part des prix administrés dans le panier de l’indice des prix à la

consommation est relativement importante ;

• troisièmement, la Tunisie n’a pas connu des chocs très importants, au cours des années

2000, dont les effets peuvent être réellement ressentis sur l’économie. En effet, le

degré du pass-through ne peut pas être de même amplitude sous les différentes

conditions. Si les variations du taux de change deviennent très prononcées, l’économie

doit réagir autrement.

Toutefois, l’évaluation du degré du pass-through s’avère important pour le cas de la

Tunisie, qui est en période de transition vers une politique axée sur ciblage d’inflation. En

fait, les travaux récentes sur la transmission des chocs via le taux de change ont montré qu’un

degré faible de pass-through peut fournir une large flexibilité pour la poursuite d’une politique

monétaire indépendante ce qui permet l’accomplissement d’une stratégie de ciblage

d’inflation (par exemple Choudhri et Hakura, 2001).

18

Annexes

Tableau 1: Test de causalité au sens de Granger

Hypothèse nulle Obs Statistique F Probabilité

E ne cause pas au sens de Granger IPC 95 2.48942 0.08872

IPC ne cause pas au sens de Granger E 95 6.26979 0.00284

TMM ne cause pas au sens de Granger IPC 95 1.84788 0.16356

IPC ne cause pas au sens de Granger TMM 95 0.89032 0.41415

TMM ne cause pas au sens de Granger E 95 0.79293 0.45569

E ne cause pas au sens de Granger TMM 95 5.87561 0.00401

Tableau 2 : Test de racine unitaire

Augmented Dickey-Fuller

Variable t-statiatique Valeur critique

IPI

∆ IPI

-2.120539

-4.738115*

-3.511262

IPC

∆ IPC

5.344320

-4.101251*

-2.590065

E

∆ E

-2.803137

-7.777652*

-4.058619

TMM -2.843689** -2.583192

* désigne la significativité à 1 %

** désigne la significativité à 10 %

19

Figure 1 : Les fonctions de réactions aux chocs sur le taux de change

Réponse du IPI Réponse du IPC

Réponse du E Réponse du TMM

20

Figure 2 : Les fonctions de réaction du taux de change face aux différents chocs

Chocs sur IPI Chocs sur IPC

Chocs sur E Chocs sur le TMM

21

Tableau 3 : Décomposition de la Variance

Décomposition de la variance de IPC Période IPI IPC E TMM

2 3.165663 90.24329 6.045475 0.545570 6 6.332587 87.31448 5.741808 0.611126

12 6.349048 87.16727 5.743895 0.739791 24 6.346992 86.97557 5.746567 0.930869

Décomposition de la variance de E

Période IPI IPC E TMM 2 3.326205 1.453342 95.14321 0.077240 6 3.406309 1.650630 94.76740 0.175662

12 3.411323 1.651632 94.66461 0.272439 24 3.414689 1.652354 94.51600 0.416956

Décomposition de la variance de TMM

Période IPI IPC E TMM 2 3.783747 1.895378 0.099281 94.22159 6 5.401317 1.785132 4.843496 87.97005

12 5.446428 1.920311 5.769691 86.86357 24 5.484919 1.989739 6.235343 86.29000

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