estimation of bank al-maghrib reaction function
TRANSCRIPT
Munich Personal RePEc Archive
Estimation of Bank Al-Maghrib Reaction
Function
lahlou, kamal
Université Mohammed V- Agdal, Faculté des Sciences Juridiques,
Economiques et Sociales Rabat
2009
Online at https://mpra.ub.uni-muenchen.de/98018/
MPRA Paper No. 98018, posted 18 Jan 2020 08:21 UTC
1
Essai dâestimation de la fonction de rĂ©action
de Bank Al-Maghrib
Kamal LAHLOU1
RĂ©sumĂ© : Lâobjectif du prĂ©sent travail est lâestimation dâune fonction de rĂ©action pour Bank Al-Maghrib. Plusieurs spĂ©cifications ont Ă©tĂ© testĂ©es pour retenir en fin de compte une rĂšgle dynamique forward-looking estimĂ©e par la mĂ©thode des moments gĂ©nĂ©ralisĂ©s et prenant en considĂ©ration lâinflation importĂ©e.
Mots-clefs : politique monétaire, rÚgle de Taylor, fonction de réaction, Bank Al-Maghrib. Classification JEL: E 52, E 58
Abstract: The objective of this paper is the estimation of the Cenral Bank of Morocco reaction function. Several specifications were tested to finaly retain a dynamic forwad looking rule estimated by the method of generalized moments and considering imported inflation.
Keywords: monetary policy, Taylor rule, reaction function, Bank Al-Maghrib. JEL Classification : E 52, E 58.
1 [email protected], Department of Economics, University Mohammed V, Rabat-Agdal Morocco.
2
Introduction
La politique monĂ©taire est elle plus efficace quand elle obĂ©it Ă des rĂšgles ou lorsquâelle
est essentiellement discrétionnaire ? Cette controverse a longuement occupé les débats entre
les partisans dâun mode de rĂ©gulation basĂ© sur lâexpertise des banquiers centraux et ceux qui
préconisent un recours à des codes de conduites stricts et préalablement définis.
Historiquement, la balance nâa jamais clairement penchĂ© en faveur dâun courant ou de lâautre.
En effet, le premier régime « Bretton Woods » traçant un véritable cadre pratique à la
politique monĂ©taire a Ă©tĂ© constituĂ© sur la base dâune rĂšgle rigoureuse « lâĂ©talon or ».
Toutefois, aprĂšs sa disparition dans les annĂ©es 70 et en lâabsence dâune alternative du mĂȘme
calibre, la discrétion a dÚs lors constituée la norme.
Le second souffle qui a permis aux rĂšgles de sâinstaller sur les devants de la scĂšne, Ă©mane
certainement des mutations quâa connu la politique monĂ©taire, passant dâune rĂ©gulation
quantitative à un systÚme de gestion indirecte, et fonctionnant grùce aux mécanismes du
marchĂ©. AussitĂŽt, la politique discrĂ©tionnaire a fait lâobjet de multiples critiques :
- Les travaux de Barro et Gordon (1983)2 ont démontré que dans un régime de politique
discrétionnaire, les autorités monétaires sont toujours soupçonnées par les agents
Ă©conomiques de vouloir faire de lâinflation surprise entachant par lĂ leur crĂ©dibilitĂ©.
- La politique monĂ©taire est mise en Ćuvre dans des conditions marquĂ©es par lâincertitude.
Ses effets sont produits avec plus ou moins de décalage dans le temps, par conséquent, ses
externalités sont influencées par des anticipations qui sont souvent difficiles à prévoir. Ainsi,
la dĂ©marche la plus logique consiste Ă Ă©viter que la politique monĂ©taire nâaugmente les
incertitudes, autrement dit, considĂ©rer que la prĂ©visibilitĂ© de cette derniĂšre doit contribuer Ă
compenser les alĂ©as de lâenvironnement Ă©conomique.
- Les politiques discrétionnaires reposaient sur le principe de la gestion active de la demande.
De ce fait, il Ă©tait normal de considĂ©rer que les objectifs de croissance et dâemploi sont en
contradiction avec lâobjectif de stabilitĂ© des prix et quâun arbitrage constant devait sâopĂ©rer
entre les deux. Cependant, la politique monĂ©taire sâest rĂ©vĂ©lĂ©e inapte Ă rĂ©soudre le double
problĂšme de lâinflation et du chĂŽmage. Remettant ainsi en cause le principe de la gestion
2 R .Barro et D. Gordon: « rules, discretion and reputation in a model of monetary policy », national bureau of economic research, Working
Paper n° 1079 février 1983.Page n° 8.
3
discrĂ©tionnaire de la demande. De plus, un consensus a Ă©mergĂ© sur lâexistence dâun dilemme
Ă court terme entre la croissance et lâinflation, privilĂ©giant par lĂ un recours aux rĂšgles
puisque la discrétion ne se justifie plus.
Dans ce contexte, un vaste courant de recherche sâest dĂ©veloppĂ©, ayant pour objectif la
conception de rÚgles capables de minimiser au maximum le recours à la discrétion. Imprégné
par ce mouvement, J. Taylor (1993) a développé une équation simple, reliant la conduite de la
politique monĂ©taire de la Fed Ă deux variables de base qui sont lâinflation courante et lâĂ©cart
de production. Ainsi, des annĂ©es aprĂšs lâapparition de ce travail prĂ©curseur et malgrĂ© les
critiques qui lui ont Ă©tĂ© adressĂ©es, lâidĂ©e de base a survĂ©cu sous forme de fonctions de
réactions qui ne prétendent pas fournir une norme de conduite, mais plutÎt, une description de
la maniÚre avec laquelle la banque centrale a réagi aux fluctuations de certaines variables
Ă©conomiques clefs, au cours dâune pĂ©riode donnĂ©e.
ParallĂšlement, la mise en Ćuvre de la politique monĂ©taire au Maroc nâa pas Ă©chappĂ© aux
grandes reformes réalisées à partir des années 1990. En effet, Bank Al-Maghrib a bénéficié
dâun nouveau cadre opĂ©rationnel (1995) et institutionnel (2006) lui confĂ©rant des outils de
régulation plus moderne et une indépendance vis-à -vis du MinistÚre des finances. Dans ce
contexte, il semblerait opportun dâĂ©valuer la politique monĂ©taire Ă travers une fonction de
rĂ©action. Ceci permettra, infine, de sĂ©lectionner lâĂ©quation la plus adaptĂ©e et dâen tirer les
enseignements qui en découlent.
A cet égard, l'article est structuré de la façon suivante : Le premier point revient sur la
littérature relative à la rÚgle Taylor (1993). Le second point propose une lecture des travaux
empiriques sur la question et prĂ©pare le terrain Ă lâestimation de la fonction de rĂ©action de la
banque centrale marocaine qui fera lâobjet du troisiĂšme point.
4
1- La rÚgle de Taylor (1993) : présentation, apports et limites.
1.1 Présentation :
En 1993, J. Taylor3 présente une rÚgle simple, hypothétique, représentant assez fidÚlement
la politique monétaire de la FED de 1987 à 1992, dans cette rÚgle, il a essayé de relier
mĂ©caniquement le taux dâintĂ©rĂȘt Ă court terme -contrĂŽlĂ© par la banque centrale- Ă lâinflation et
Ă lâĂ©cart de production :
i = + 0.5y +0.5 ( ), (1)
avec i : le taux des fonds fĂ©dĂ©raux (Federal funds rate), 2% (Ă gauche de lâĂ©quation) le taux
dâintĂ©rĂȘt rĂ©el ou taux neutre qui est aussi Ă©quivalent au taux de croissance potentiel de
lâĂ©conomie amĂ©ricaine de 1984 Ă 1992, le taux dâinflation des 4 derniers trimestres, 2% (Ă
droite de lâĂ©quation) la cible dâinflation dĂ©clarĂ©e par la FED et y Ă©cart de production (output
gap) calculé par le différentiel entre le PIB réel par rapport au PIB potentiel.
Le coefficient 0.5 prĂ©sent dans lâĂ©quation affectant Ă la fois lâĂ©cart Ă la cible
dâinflation, et lâĂ©cart de production, a Ă©tĂ© dĂ©terminĂ© dans un premier temps suite Ă un
ensemble de simulations rĂ©alisĂ©es sur un modĂšle macroĂ©conomique de lâĂ©conomie
amĂ©ricaine, lâidĂ©e de base Ă©tait de trouver un couple de paramĂštre permettant de stabiliser
lâinflation au niveau dĂ©sirĂ© (2%), tout en maintenant le PIB rĂ©el Ă un niveau proche du PIB
potentiel. Toutefois, Ă cause du dilemme classique opposant inflation et croissance, il parait
toujours facile de diminuer la volatilitĂ© du PIB mais au prix dâune inflation plus forte. Dans ce
contexte, Taylor (1993) a finalement choisi ces paramĂštres parmi un ensemble dâautres
paramĂštres optimaux comme Ă©tant ceux qui correspondent le mieux au comportement de la
FED.
3 J. Taylor: « discretion versus policy rules in practice » Carnegie-Rochester conference series on public policy, (1993).
5
Graphique n°1 : Taux de la FED et taux de la rÚgle Taylor.
Source: J. Taylor: « discretion versus policy rules in practice » page n°204.
Ainsi, Taylor (1993) a conçu dâune part, une rĂšgle utile pour la dĂ©termination des
politiques ultérieurs, car elle exige une hausse du taux des fonds fédéraux quand le niveau de
lâinflation observĂ©e dĂ©passe le niveau dĂ©sirĂ©, ou en cas de surchauffe Ă©conomique, c'est-Ă -dire
quand le PIB effectif est supĂ©rieur au potentiel de lâĂ©conomie. Dâautre part, cette Ă©quation
permet Ă la FED de joindre ces deux objectifs, celui de long terme grĂące Ă la stabilisation de
lâinflation, et lâobjectif de court terme qui vise le maintien dâune croissance Ă©conomique
soutenue.
1.2 Les limites de la rĂšgle de Taylor :
DĂ©s la publication de ce travail, cette rĂšgle a connu un immense succĂšs qui a fait dâelle
une référence dans le domaine, toutefois, elle a suscité aussi beaucoup de critiques concernant
sa valeur rétrospective qui dépasse son utilité opérationnelle :
Le problĂšme du choix des coefficients :
Le choix des coefficients (0.5) attribuĂ©s Ă lâinflation par rapport Ă sa cible et Ă lâĂ©cart de
production est contestable. En effet, ces paramĂštres peuvent ne pas retracer la politique
monĂ©taire de toutes les banques centrales, dâoĂč lâintĂ©rĂȘt dâestimer ces coefficients par des
modÚles économétriques.
6
Incidences du choix du mode de calcul du PIB potentiel sur les résultats :
La production potentielle dâune Ă©conomie4 est la production maximale qui peut ĂȘtre
réalisée de façon durable sans créer de tensions inflationnistes (Maxi « 1997 », Serres et
Al. « 1995 ») donc, elle ne représente pas la production la plus élevée mais plutÎt celle qui est
réalisable lorsque les facteurs sont utilisés de maniÚre optimale, c'est-à -dire, avec un taux de
chĂŽmage naturel5 ou dâĂ©quilibre.
Cette variable est inobservable dans lâĂ©conomie car elle est obtenue par le biais dâune
estimation, néanmoins, grùce au nombre important de travaux qui ont traité ce sujet, le choix
est trÚs large en termes de méthodes, les plus connues sont le filtre HP (Hodrick et Prescott),
les filtres multivariés (Laxton et Tetlow « 1992 »), le filtre de Kalman, les fonctions de
production et enfin les vecteurs autorégressifs structurels (SVAR).
Une fois la production potentielle estimĂ©e, lâĂ©cart de production (output gap) est obtenu grĂące
à la différence entre la production réelle observée et la production potentielle. Cet écart
reprĂ©sente un indicateur prĂ©cieux pour la mise en Ćuvre de la politique monĂ©taire. En effet,
quand il est positif, cela signifie que la production effective dépasse le potentiel de
lâĂ©conomie, dĂ©s lors, les tensions inflationnistes vont commencer Ă se faire sentir, mais quand
il prend un signe négatif, il envoi un message de pressions déflationnistes puisque la
production effective sâĂ©loigne de son potentiel.
Ainsi, lâimportance de cet indicateur dans lâĂ©quation de Taylor (1993) munie de lâabsence
dâune mĂ©thode unique pour le calculer, rendent les rĂ©sultats de cette fonction trĂšs sensible au
choix de la technique utilisée pour son estimation.
Le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre :
Le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre (neutre) peut ĂȘtre dĂ©fini de deux façons :
- Câest le taux dâintĂ©rĂȘt compatible avec une croissance Ă©conomique de long terme car Ă
lâĂ©quilibre il est Ă©gal au taux de croissance potentiel6.
- Ce taux (r*) correspond Ă lâintersection de la droite IS7 dans lâĂ©tat normal de
lâĂ©conomie avec la droite verticale (y*)8. Cette relation ne peut ĂȘtre envisagĂ©e quâĂ
4 C. St-Arnaud : « Une approche Ă©clectique dâestimation du PIB potentiel pour le Royaume-Uni document » document de travail 2004-46,
banque du Canada. Page n°1. 5 Milton Friedman définie ce taux comme correspondant au taux vers lequel l'économie tend à long terme. 6 F. Montagné: «Les indicateurs de la politique monétaire», Diagnostics prévisions et analyses économique n° 75 Juin 2005. Page n° 3.
7
long terme oĂč lâĂ©conomie sâest complĂštement ajustĂ©e aux chocs et se trouve dans son
Ă©tat rĂ©gulier, c'est-Ă -dire, au niveau de plein emploi et avec un taux dâinflation Ă©gal Ă
lâobjectif de la banque centrale9.
Graphique n°2 : Détermination du taux naturel
Source : C. Bordes : « la politique monétaire » page°59.
Quant Ă la mĂ©thode requise pour le calculer, gĂ©nĂ©ralement on lâobtient grĂące Ă la moyenne
du taux de croissance potentiel de lâĂ©conomie (Ă lâinstar de J Taylor « 1993 »), nĂ©anmoins, les
convergences concernant la technique dâestimation de ce dernier font quâon peut avoir
plusieurs taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre pour une seule Ă©conomie lorsquâon change de procĂ©dĂ©
dâestimation de la production potentielle.
La disponibilité des variables :
LâĂ©quation de Taylor dĂ©pond uniquement des informations disponibles Ă la date t
(Backward looking rule). Cette formulation pose aux banques centrales un problĂšme de
passivitĂ© temporaire vis-Ă -vis de lâinflation car dâun cotĂ©, elles sont dans lâobligation de
patienter pendant un certain dĂ©lai (un mois) afin dâobtenir les statistiques relatives Ă lâinflation
et au PIB. Dâun autre cotĂ©, les dĂ©lais de transmission de la politique monĂ©taire ont
gĂ©nĂ©ralement besoin dâun certain temps pour arriver Ă maturitĂ©.
7 Valeur dĂ©sirĂ©e de la demande globale et ses diffĂ©rents dĂ©terminants. 8 Niveau dâexploitation optimal des facteurs de production. 9 C. Bordes: « la politique monĂ©taire », Ăditions la dĂ©couverte, Paris 2007. Page n° 58.
8
Le lissage du taux dâintĂ©rĂȘt :
Une Ă©tude menĂ©e par Clarida, Gali et Gertler (1996)10 a dĂ©montrĂ©e que la FED a tendance Ă
lisser son taux dâintĂ©rĂȘt afin de diffuser crĂ©dibilitĂ© et assurance, dâautant plus quâelle Ă©vite par
la mĂȘme occasion de tomber dans le piĂšge des changements brusques et radicaux qui plongent
lâĂ©conomie dans un climat dâincertitude et de perte de confiance, malheureusement, ce
paramÚtre fort important a été omis par la rÚgle de Taylor (1993).
Lâinflation importĂ©e :
Dans un contexte dâĂ©conomies de plus en plus ouvertes et de marchĂ©s financiers plus
libéralisés que jamais, les banques centrales sont obligées de faire face au phénomÚne de
lâinflation importĂ©e, car la variation des prix des biens Ă©trangers se fait sentir aussi au niveau
local, dâoĂč la nĂ©cessitĂ© pour les instituts dâĂ©mission de disposer dâune rĂšgle capable de capter
ce phĂ©nomĂšne et dây apporter des rĂ©ponses, ce qui nâest pas le cas encore une fois de la rĂšgle
de Taylor.
Ainsi, ces différentes critiques ont démontré les limites de la qualité positive qui était
associée à cette rÚgle, toutefois, elles ont renfoncé son attrait descriptif de la politique
postérieur grùce aux améliorations qui lui ont été apportées (estimation des paramÚtres,
coefficient de lissage, inflation anticipĂ©eâŠ), dĂ©sormais, on ne parle plus dâune rĂšgle active
(instrumental rule) délivrant à la banque centrale une norme de conduite, mais plutÎt, de
fonction de rĂ©action dont la tache principale est de dĂ©crire comment lâinstitut dâĂ©mission sâest
comporté durant une période bien déterminée, en guise de réaction aux fluctuations de
certaines variables clefs, qui sont toujours lâinflation courante ou anticipĂ©e, lâĂ©cart de
production, taux de change, prix Ă lâimportation des matiĂšres premiĂšres, surliquiditĂ©
bancaire⊠Dans ce sens, la section qui va suivre mettra la lumiÚre sur des travaux traitant des
fonctions de rĂ©action de quelques banques centrales afin dâavoir une idĂ©e sur cette nouvelle
approche dĂ©rivĂ©e du travail initial de Taylor (1993), les procĂ©dures dâestimation, les variables
retenues dans les différentes spécifications, ainsi que les résultats obtenus.
10 R. Clarida J. Galà et M. Gertler: « Monetary policy rules in practice: some international evidence », European Economic Review n° 42,
1998, Page n°1033.
9
2- Revue de littérature empirique :
Lâestimation dâune fonction de rĂ©action pour la BCE.
Lâestimation dâune fonction de rĂ©action pour la banque centrale europĂ©enne (BCE) a
suscitĂ© lâintĂ©rĂȘt de beaucoup de chercheurs. Toutefois, la jeunesse de cette institution qui nâa
commencĂ© Ă exercer ces fonctions quâĂ partir de 1999 pose un obstacle de taille car le nombre
limitĂ© dâobservations concernant le taux directeur de la BCE ne permet pas de produire un
travail dâenvergure. DĂ©s lors, deux solutions ont Ă©tĂ© proposĂ©es pour rĂ©soudre cet embarras de
recul historique :
Clarida, Al. (1998)11, Bernank, Mihow (1997)12 : ces auteurs ont proposé une méthode trÚs
simple pour surmonter cette difficultĂ©, leur solution prescrit lâestimation dâune fonction de
rĂ©action de la Deutsch Bundesbank sur une pĂ©riode qui prĂ©cĂšde 1999 afin de lâutiliser comme
rĂ©fĂ©rence pour Ă©valuer la politique monĂ©taire mise en Ćuvre par la BCE aprĂšs cette date.
Adhérant à cette démarche, Faust et Al. (2001) 13ont conclu que le taux pratiqué par la BCE
est inferieur au taux que la banque centrale allemande aurait choisi, la justification de ce
constat Ă©mane du poids quâaccorde lâautoritĂ© monĂ©taire europĂ©enne Ă lâĂ©cart de production
qui semble ĂȘtre plus important que celui quâaurait appliquĂ© son homologue allemande : 0.18
pour lâoutput gap et 1.31 pour lâĂ©cart entre lâinflation et sa cible (2%).
Quant à la deuxiÚme solution, elle consiste à estimer une fonction de réaction pour une BCE
fictive, grĂące Ă la reconstitution des donnĂ©es qui prĂ©cĂ©dent 1999, en se basant sur lâhypothĂšse
dâhomogĂ©nĂ©itĂ© du comportement des instituts dâĂ©mission des pays fondateurs, abstraction
faite des crises dont le mĂ©canisme de change europĂ©en a souffert jusquâau milieu des annĂ©es
1990. Dans ce sens, Verdelhan (1999)14 a estimé une fonction de réaction portant sur la
pĂ©riode 1979-1998. En usant de donnĂ©es trimestrielles concernant le taux dâinflation courante,
lâĂ©cart de production et le taux dâintĂ©rĂȘt retardĂ© dâune pĂ©riode (pour exprimer le lissage), les
résultats obtenus par la méthode des moindres carrés ordinaires (MCO) sont un coefficient de
0.3 pour lâĂ©cart entre lâinflation courante et sa cible (2%), quant au coefficient de lissage il est
de lâordre de 0.76, le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre dĂ©duit de cette fonction est 1.4%.
11 J.S Mésonnier et J.P Renne : « RÚgle de Taylor et politique monétaire dans la zone euro » octobre 2004, page n°5 12 Idem. 13 J. Faust et Al: « An empirical comparison of Bundesbank and ECB monetary policy rules », Board of Governors of the Federal Reserve
System, International Finance Discussion Papers n°705. 2001. 14 A. Verdelhan: « Taux de Taylor et taux de marché de la zone euro », Bulletin de la Banque de France n° 61, janvier 1999.
10
Ces deux Ă©tudes peuvent ĂȘtre considĂ©rĂ©es comme faisant partie de la premiĂšre
gĂ©nĂ©ration de recherche qui utilisait lâestimateur MCO et lâinflation courante. Or lâusage de
cette derniÚre, pose le problÚme de la passivité temporaire déjà soulevé dans la section
prĂ©cĂ©dente, dâoĂč son remplacement par lâinflation anticipĂ©e afin de combler cette lacune ce
qui a posĂ© un autre problĂšme, car lâĂ©quation permettant dâavoir lâinflation anticipĂ©e intĂšgre
parmi ses composantes lâĂ©cart de production et lâinflation courante, ce qui engendre des
autocrĂ©ations dans les modĂšles Ă cause de lâendogĂ©nĂ©itĂ© de cette variable. Ainsi, pour
surmonter cette difficultĂ© dâordre technique, la mĂ©thode des moments gĂ©nĂ©ralisĂ©s MMG
(Hansen [1982]) est devenue un estimateur de premier choix.
Ainsi, Mesonier et Renne15 (2004) ont bénéficié dans leur travail de 5ans de recul par rapport
à la création de la BCE. Ainsi, ils ont obtenu deux fonctions en suivant deux méthodes. La
premiĂšre sâest basĂ©e sur lâhypothĂšse de la stationnaritĂ© des variables, dâoĂč son estimation par
la MMG (Hansen [1982]) puisquâelle intĂšgre lâinflation anticipĂ©e parmi ces composantes qui
sont entre autres : lâoutput gap estimĂ© par le filtre de Kalman et le coefficient de lissage du
taux directeur de la BCE. La deuxiÚme rÚgle a été déduite par la cointégration (Granger
[1986], Johannsen [1988]), car les deux auteurs ont considéré que les variables peuvent
représenter aussi un comportement non stationnaire. Toutefois, les résultats étaient trÚs
proches car dans les deux cas ils ont obtenu des coefficients identiques Ă ceux de Taylor
(1993).
Lâestimation dâune fonction de rĂ©action pour la FED.
Lâestimation dâune fonction de rĂ©action pour la FED vise lâamĂ©lioration de la rĂšgle initiale
de Taylor (1993) par lâintroduction des variables supplĂ©mentaires dĂ©jĂ citĂ©es. Cependant,
cette dĂ©marche nâest pas saluĂ©e unanimement par tous les chercheurs amĂ©ricains car Levin
et Al16 (1999) ont dĂ©montrĂ© sur des donnĂ©es trimestrielles 1980-1996 que lâĂ©quation de
Taylor (1993) semble toujours dâactualitĂ©. Selon eux, elle offre un outil fiable pour la
dĂ©termination du taux des fond fĂ©dĂ©raux et vont mĂȘme jusqu'Ă critiquer les fonctions de
réaction complexes dont la robustesse fait défaut.
15 J.S MĂ©sonnier et J.P Renne : « RĂšgle de Taylor et politique monĂ©taire dans la zone euro » octobre 2004. 16 K. Tenou: « la rĂšgle de Taylor : un exemple de rĂšgle de politique monĂ©taire appliquĂ©e au cas de la BCAO », note dâinformation et
statistique, union monétaire ouest africain, n°523 mars 2002.Page n° 8.
11
Jud et Rudebush (1998)17 ne partagent pas cet avis, car ils ont estimé cette fonction pour le
compte de la FED sur donnĂ©es trimestrielles sĂ©parant la pĂ©riode 1970-1997 oĂč ils ont tentĂ©
dâexpliquer les fluctuations du taux des fonds fĂ©dĂ©raux par lâĂ©cart entre lâinflation courante
et sa cible (2%), lâoutput gap approximĂ© par le logarithme du dĂ©flateur du PIB rĂ©el, et le
coefficient de lissage. Cet article comporte aussi une originalité assez marquante, car les
auteurs ont divisĂ© la durĂ©e de lâĂ©tude en trois segments oĂč chaque partie correspond Ă un
gouverneur de la FED :
- Le mandat de Burns 1970-1978 : sous le rĂšgne de ce gouverneur, la fonction de
réaction a démontré que la FED visait la stabilité des prix 1.68 plus que le maintien
dâune croissance soutenue 0.56, avec un coefficient de lissage relativement faible, ce
qui explique que les taux Ă©taient plus ou moins volatiles.
- Le mandat de Volcker 1979-1987 : cette pĂ©riode sâinscrit dans la continuitĂ©, car la
maĂźtrise de lâinflation a demeurĂ© une prioritĂ© 2.04 et lâattrait accordĂ© Ă la croissance
perd du terrain 0.36. Quant au coefficient de lissage du taux des fonds fédéraux il
devient presque nul -0.08.
- Le mandat de Greenspan 1987-1997 : la politique monétaire durant cette décennie ne
fait pas figure dâexception selon les rĂ©sultats de la fonction de rĂ©action, la FED a
continué à favoriser la stabilité des prix 1.21 par rapport au soutien de la croissance
0.27, nĂ©anmoins, des efforts ont Ă©tĂ© fait en matiĂšre de signes adressĂ©s Ă lâĂ©conomie en
stabilisant le taux directeur ce qui sâest reflĂ©tĂ© sur le coefficient de lissage 0.43.
Florens, Jondeau et Le bihan (2001)18 : cette Ă©tude correspond Ă la nouvelle vague de
recherche visant Ă estimer une fonction de rĂ©action Forward looking par lâinclusion de
lâinflation anticipĂ©e parmi ses dĂ©terminants, ainsi grĂące Ă la mĂ©thode des moments
généralisés(Hansen [1982]) et à partir de données trimestrielles 1979-1998 ils ont estimé
plusieurs Ă©quations qui ont toutes accordĂ© une importance Ă lâĂ©cart entre la hausse des prix
anticipĂ©e par rapport Ă la cible 1.9 vis-Ă -vis de lâĂ©cart de production 0.14 seulement, quant au
coefficient de lissage, il est de lâordre de 0.8.
17 J.P. Judd et G.D. Rudebusch: « Taylorâs Rule and the Fed: 1970â1997 », FRBSF Economic Review, n°3, 1998. 18 C. Florens, E. Jondeau et H. Le Bihan : « Assessing GMM estimates of the federal reserve reaction function », notes dâĂ©tudes et de
recherche, direction des Ă©tudes Ă©conomiques et de la recherche. Mars 2001.
12
Lâestimation de la fonction de rĂ©action des banques centrales
Africaines.
Les Ă©tudes portantes sur lâestimation de la fonction de rĂ©action concernant les pays
dâAfrique du nord ou dâAfrique subsaharienne sont trĂšs rares, car Ă lâissu des recherches,
seulement deux articles ont été trouvés :
Abuka et Al (1998)19 ont essayĂ© dâestimer cette fonction pour le compte de la banque centrale
de lâOuganda 1990-1998, malheureusement, cette Ă©tude nâa pas connu une grande notoriĂ©tĂ© Ă
cause des rĂ©sultats qui nâĂ©taient pas significatifs, puisque le coefficient associĂ© au diffĂ©rentiel
inflation courante vis-Ă -vis de lâinflation cible est relativement faible 0.11, quant au paramĂštre
liĂ© Ă lâĂ©cart de production, il est mĂȘme nĂ©gatif -1.16 ce qui nâest pas conforme Ă la thĂ©orie.
Tenou (2002)20 dans ce travail lâauteur visait lâestimation dâune fonction de rĂ©action pour la
banque centrale des Ătats de lâAfrique de lâouest (BCEAO). En travaillant sur des donnĂ©es
trimestrielles (1991-1999) et annuelles (1970-1999), avec comme variables explicatives
lâoutput gap, le diffĂ©rentiel de lâinflation courante de lâunion vis-Ă -vis de lâinflation constatĂ©e
en France, ainsi que, lâĂ©cart entre le taux directeur de la BCEAO et celui de la banque centrale
de lâhexagone. Les rĂ©sultats obtenus par la spĂ©cification basĂ©e sur les donnĂ©es annuelles nâont
pas Ă©tĂ© retenus, car, ils nâĂ©taient pas conformes Ă la thĂ©orie (coefficient associĂ© Ă lâinflation
négatif). Quant à la deuxiÚme équation (observations trimestrielles), elle a donné des
conclusions satisfaisantes, avec un coefficient accordĂ© Ă la rĂ©ponse de lâinflation de lâordre de
1.25, un paramĂštre liĂ© Ă lâoutput gap de 0.31, un coefficient associĂ© Ă lâĂ©cart taux dâintĂ©rĂȘt de
la BCEAO vis-à -vis du taux pratiqué en France de 0.95, ainsi que le taux de lissage 0.96 qui
était relativement élevé.
Durant cette section, lâobjectif Ă©tait dâexposer briĂšvement quelques articles de rĂ©fĂ©rence afin
de connaßtre les techniques pour estimer une fonction de réaction et les variables introduites
dans ces spécifications, mais aussi, de voir comment les chercheurs ont pu améliorer la rÚgle
initiale de Taylor.
à cet égard, la prochaine étape consistera à estimer la fonction de réaction de la banque
centrale marocaine.
19 A. Abuka et W. Al (1998): «Indirect monetary policy in Uganda: The monetary authorityâs reaction function», Research Department of
the Bank of Uganda. DĂ©cembre 1998. 20 K. Tenou: « la rĂšgle de Taylor : un exemple de rĂšgle de politique monĂ©taire appliquĂ©e au cas de la BCAO », note dâinformation et
statistique, union monétaire ouest africain, n°523 mars 2002.
13
3- Ăvaluation de la politique monĂ©taire marocaine par lâestimation
dâune fonction de rĂ©action :
3.1 Le choix des variables et de la pĂ©riode dâestimation :
Les variables observables :
Taux interbancaire :
Il joue un rÎle capital dans ce travail car il représente la variable à expliquer de toutes les
Ă©quations. Ce choix peut se justifier par les changements quâa connu la mise en Ćuvre de la
politique monĂ©taire au Maroc depuis 1996, confĂ©rant au taux interbancaire un statut dâobjectif
opĂ©rationnel que la banque centrale sâefforce de garder Ă un niveau quâelle juge optimal pour
le bon dĂ©roulement de sa politique monĂ©taire, dans ce sens, lâĂ©tude sâĂ©tale de 1996 Ă 2007
pour correspondre Ă lâĂšre de la libĂ©ralisation.
Lâinflation courante :
Elle reprĂ©sente lâaboutissement de toutes les actions entreprises par lâinstitut dâĂ©mission car
câest son objectif final. Ainsi, sa prĂ©sence parmi les variables explicatives est une Ă©vidence.
Le PIB réel trimestriel :
Le PIB rĂ©el prĂ©sente un intĂ©rĂȘt particulier pour cette recherche, car il permet de calculer le
PIB potentiel et lâĂ©cart de production.
Lâinflation de lâUE :
Cette variable a Ă©tĂ© intĂ©grĂ©e dans un souci dâapproximation de lâeffet quâa lâinflation importĂ©e
sur lâĂ©volution des prix au Maroc.
Les variables estimées ou approximées :
Lâinflation cible :
En lâabsence dâun objectif dâinflation clairement dĂ©finie par BAM et vu lâimportance de cette
variable qui doit ĂȘtre intĂ©grĂ©e dans toutes les fonctions de rĂ©action, le choix sâest fondĂ© sur les
enseignements de la littérature empirique (Smets (1998), Kozicki (1999)) qui informe que
dans pareils cas, il faut prendre une cible dâinflation qui correspond Ă la moyenne de cette
derniĂšre durant la pĂ©riode dâĂ©tude, ainsi, le Maroc a connu une inflation moyenne de 1.8% de
1996 Ă 2007.
14
Le PIB potentiel et lâĂ©cart de production :
Lâestimation du PIB potentiel est un passage obligatoire pour calculer lâĂ©cart de production21,
ainsi, dans cette étude le filtre HP22 sera utilisé pour obtenir le PIB tendanciel.
Lâinflation anticipĂ©e :
Lâinflation anticipĂ©e entre dans le cadre de lâestimation dâune rĂšgle forward looking
qui correspond plus Ă la maniĂšre de procĂ©der dâune banque centrale. En effet, cette derniĂšre
cherche en permanence Ă prĂ©voir lâinflation pour y remĂ©dier. Cependant, BAM n'a commencĂ©
Ă publier ses prĂ©visions que depuis 2006, ainsi, pour rĂ©soudre ce problĂšme lâestimation de
lâinflation anticipĂ©e au Maroc se fera Ă travers lâapplication de la mĂ©thode de Svenson (1997)
qui a abouti Ă un calcul de cette variable Ă partir de deux dĂ©terminants qui sont lâinflation
courante et lâĂ©cart de production :
= (2)
inflation anticipée.
: inflation courante.
: coefficient exprimant la rĂ©ponse de lâĂ©cart de production.
: Ă©cart de production.
3.2 Présentation des résultats
Tests de stationnarité
Pour étudier la stationnarité23 des variables, les tests Augmented Dicky-Fuller24 (ADF) et
Philips-Perron25 (PP) ont été utilisés. Les conclusions du test ADF indiquent que les variables
21 Ecart de production = (log(PIBr)-log(PIBpotentiel))*100.
22 ParamÚtre de lissage : 1600. 23 Analyse des caractéristiques stochastiques des variables (espérance et variance). En effet, si ces caractéristiques se trouvent modifier
dans le temps, la sĂ©rie est considĂ©rĂ©e comme non stationnaire. 24 Il sâagit de vĂ©rifier la stationnaritĂ© conformĂ©ment Ă la stratĂ©gie sĂ©quentielle de Dicky-Fuller dans les 3 modĂšles suivant :
y t = 1α y 1ât + t1Δ : modĂšle sans constante et sans trend
y t = 2” + 2α y 1ât + t2Δ : modĂšle avec constante
y t = 3” + 3ÎČ ( t -2
T) + 3α y 1ât + t3Δ : modĂšle avec constante et trend
15
ne prĂ©sentent pas de racines unitaires, elles sont toutes intĂ©grĂ©es dâordre (0) sans trend, ni
constante.
Ces résultats sont confirmés par le test PP car aucune variable ne présente une racine unitaire.
Ainsi, lâusage de la cointĂ©gration (Granger [1986], Johannsen [1988]) est Ă exclure. En
conséquence, les estimations vont se faire par moindres carrés ordinaires sauf pour les
Ă©quations « forward-looking ». En effet, ces spĂ©cifications incorporent lâinflation
prĂ©visionnelle, estimĂ©e par des modĂšles qui prennent lâĂ©cart de production comme variable Ă
expliquer dâoĂč le problĂšme dâendogĂ©nĂ©itĂ© de cette variable qui rend lâestimateur MCO biaisĂ©
et non convergent. Dans pareil cas, le recours à la méthode des moments généralisés présente
une alternative de premier choix.
Conçue par Hansen (1982), cette technique se base sur lâintroduction dâun ensemble de
paramÚtres auxiliaires, ayant une relation théorique avec les variables explicatives du modÚle,
lâestimation de ce dernier se fait de sorte Ă minimiser la distance pondĂ©rĂ©e entre les valeurs
théoriques et les valeurs observées.
Cependant, cette méthode pose une contrainte qui réside dans la détermination des variables
théoriques, dans ce sens, la démarche proposée par Florens, Jondeau et Le Bihan (2002) est
généralement retenue dans les recherches consacrées à notre problématique. Ainsi, le choix
des instruments se limitera en vertu de cette référence aux retards des variables retenues dans
les équations « forward-looking ».
Les critÚres de sélection de la meilleure fonction :
Avant de présenter les résultats, il est nécessaire de préciser auparavant quels sont les critÚres
qui ont servie de référence pour le choix de la meilleure régression.
En effet, une fois le modĂšle approuvĂ© Ă©conomĂ©triquement (significativitĂ© des cĆfficients), il
doit obligatoirement rĂ©ussir lâexamen des aprioris thĂ©oriques. Dans ce sens, le coefficient de
lissage doit ĂȘtre impĂ©rativement compris entre 0 et 1, quant aux autres paramĂštres, ils doivent
dâune part, prendre un signe positif et reflĂ©ter la logique du fonctionnement de la politique
monĂ©taire marocaine qui privilĂ©gie la stabilitĂ© des prix. Dâautre part, le coefficient de
lâinflation doit ĂȘtre supĂ©rieur Ă lâunitĂ© pour respecter le « principe de Taylor26 ». Sâagissant du
25 Le test Philips-Perron est construit Ă partir dâune correction non paramĂ©trique des statistiques de Dicky-Fuller pour prendre en
considĂ©ration les erreurs hĂ©tĂ©roscĂ©dastiques nĂ©gligĂ©e par ces derniers. 26 Sous rĂ©serve de certaines hypothĂšses relatives au coefficient de lissage du taux dâintĂ©rĂȘt qui diminue le coefficient dâinflation sâil
sâapproche de 1.
16
taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre sa valeur doit ĂȘtre proche de 2% pour correspondre Ă un objectif
dâinflation de 1.8%.
La fonction de réaction statique :
i = + 3 + 0.006( ) - 0.04y (3)
Les rĂ©sultats de lâestimation des paramĂštres de cette fonction de rĂ©action inspirĂ©e directement
de la rĂšgle initiale de Taylor (1993) ne donnent pas vraiment satisfaction27, dâune part, les
critĂšres statistiques indiquent que les coefficients et ne sont pas significatifs vu les
valeurs prises par les tests de t-student, ce qui sâest reflĂ©tĂ© logiquement dans le test de Fisher
qui a rejeté le déjà trÚs faible 0.004, quant au D-W il est proche de 0 annonçant
certainement une autocorrĂ©lation des erreurs. Dâautre part, cette rĂšgle ne respecte pas les
prĂ©supposĂ©s thĂ©oriques puisque le coefficient dâinflation est trĂšs faible (0.006) et la
rĂ©action de lâoutput gap est mĂȘme nĂ©gative.
Ainsi, lâĂ©tape suivante visera lâestimation de la fonction de rĂ©action dynamique afin de voir si
elle présente de meilleurs résultats.
La fonction de réaction dynamique :
(4)
Avec : = 0.93
Lâintroduction du coefficient de lissage du taux interbancaire dans cette fonction a apportĂ©
quelques amĂ©liorations28, le est relativement Ă©levĂ© (0.91) et il nâest plus rejetĂ© par la
statistique de Fischer, les autocorrĂ©lations des erreurs ne prĂ©sentent plus un souci dâaprĂšs le
test de D-W qui est sensiblement différent de 0, néanmoins, les coefficients ne sont pas tous
significatifs.
La vĂ©rification de la validitĂ© thĂ©orique de cette fonction fait ressortir deux jugements29, dâun
cotĂ©, les coefficients de lissage , de lâinflation et le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre
respectent les soubassements thĂ©oriques en termes de signes et de valeurs, sâagissant de la
rĂ©action de lâoutput gap, le signe nĂ©gatif quâelle a prise ne respecte pas les restrictions
27 Voir Annexe n°IV, tableau n°1. 28 Voir Annexe n°IV, tableau n°2. 29 Voir Annexe n°IV, tableau n°3.
17
imposées à cette rÚgle ce qui nous pousse à abandonner cette spécification, en faveur des
rĂšgles Forward-looking qui seront examinĂ©es dans lâĂ©tape suivante.
La fonction de réaction « forward looking »:
(5)
Avec : = 0.93
Cette spĂ©cification dĂ©gage incontestablement une robustesse dâun point de vue statistique30,
car le est trĂšs Ă©levĂ© (0.9), le rĂ©sidu nâest pas autocorrĂ©lĂ©, quant aux instruments choisis, ils
sont acceptés par la J-statistique.
ThĂ©oriquement, les paramĂštres obtenus31 sont en parfaite harmonie avec les restrictions dĂ©jĂ
spécifiées. En effet, le coefficient de lissage est de « 0.93 » ce qui montre que BAM applique
une stratĂ©gie visant Ă diminuer la volatilitĂ© du taux interbancaire afin dâexprimer une volontĂ©
de stabilitĂ©. Quant aux autres paramĂštres, dâune part, leurs signes sont positifs ce qui nâĂ©tait
pas le cas durant les anciennes estimations et dâautre part, ils respectent la logique de la mise
en Ćuvre de la politique monĂ©taire au Maroc car lâinflation « 0.7 » semble prendre
lâascendance vis-Ă -vis de lâĂ©cart de production « 0.4 », et le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre
« 1.6% » est sensiblement proche de la rĂ©fĂ©rence quâon sâest fixĂ© 2%.
Ainsi, les résultats trÚs satisfaisants obtenus par cette rÚgle poussent à la choisir comme
fonction de rĂ©action de lâinstitut dâĂ©mission marocain. NĂ©anmoins, sur un plan pratique, elle
souffre de lâabsence dâun indicateur reflĂ©tant lâimpact des variations des prix Ă lâĂ©tranger dont
on ne peut pas nier lâinfluence sur le marchĂ© local. LâĂ©tape suivante consistera Ă rĂ©amĂ©nager
cette Ă©quation afin de la doter dâun paramĂštre exprimant lâinflation importĂ©e que BAM doit
gĂ©rer pour arriver Ă contenir lâinflation.
La fonction de réaction dynamique « forward looking » avec prise en
considĂ©ration de lâinflation importĂ©e :
(6)
Avec : = 0.93
30 Voir Annexe n°IV, tableau n°4. 31 Voir Annexe n°IV, tableau n°5.
18
Les rĂ©sultats obtenus32 plaident en faveur dâune robustesse incontestable du point de vue
respect des critĂšres statistiques, car le modĂšle est significatif ( ) et les instruments sont
acceptĂ©es par lâestimateur MMG. Quant aux autocorrĂ©lations des rĂ©sidus, elles ne prĂ©sentent
pas un souci dâaprĂšs la valeur prise par le D-W (2.4).
Les paramĂštres de la fonction de rĂ©action forward-looking avec prise en compte de lâinflation
importée33 sont sensiblement proches des coefficients de la spécification précédente, le poids
accordĂ© Ă lâinflation (0.7) bien quâil ne respecte pas le principe de Taylor34 est sensiblement
proche de (1), mais il dĂ©montre tout de mĂȘme que lâinflation reprĂ©sente un objectif suprĂȘme
pour BAM par rapport Ă lâĂ©cart de production (0.4), sâagissant du taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el
dâĂ©quilibre (1.8), il est plus proche dans cette Ă©quation de la rĂ©fĂ©rence (2%).
Quant Ă lâinflation importĂ©e (0.2), elle ne semble pas reprĂ©senter un grand intĂ©rĂȘt pour la
banque centrale marocaine, la justification de ce constat Ă©mane de la nature des instruments
dont elle dispose pour pouvoir agir sur ce phénomÚne, car dans un régime de change fixe,
contrÎlé par le ministÚre des finances, BAM ne possÚde pas les armes nécessaires
et indispensables pour agir sur les fluctuations des prix des importations. La solution
proviendra peut ĂȘtre de la substitution de ce rĂ©gime par une politique de change plus flexible.
Finalement, cette spécification sera retenue pour évaluer la politique monétaire marocaine de
1996 Ă 2007 car elle prĂ©sente les garanties dâune rĂšgle fiable et cohĂ©rente.
Interprétation et diagnostic de la politique monétaire conduite de
1996-2007 :
Graphique n°3 : taux de la fonction de réaction et taux interbancaire.
1
2
3
4
5
6
7
96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
taux de la fonction de réactiontaux interbancaire
32 Voir Annexe n°IV, tableau n°6. 33 Voir Annexe n°IV, tableau n°7. 34 Le coefficient de lâinflation doit ĂȘtre supĂ©rieur Ă lâunitĂ©.
19
Le graphique prĂ©sentĂ© ci-dessus compare le taux interbancaire observĂ© au Maroc de 1996 Ă
2007 avec le taux déduit de la fonction de réaction forward-looking qui a été choisis sur la
base des estimations rĂ©alisĂ©es lors de la section prĂ©cĂ©dente. Ainsi, lâallure de ces deux courbes
montre que la mise en Ćuvre de la politique monĂ©taire durant cette pĂ©riode a traversĂ© deux
phases : la premiĂšre qui sâĂ©tale de 1996 Ă 2000 oĂč elle est en total dĂ©saccord avec ce que
préconise la fonction de réaction, quant à la seconde 2001 à 2007, elle fait apparaßtre une
harmonie entre les deux taux. Plusieurs facteurs peuvent expliquer ce changement de
tendance. Ainsi, lâanalyse qui va suivre tĂąchera de dĂ©cortiquer le contexte national et
europĂ©en qui a marquĂ© la mise en Ćuvre de la politique monĂ©taire durant les deux phases afin
dâexpliquer ce dĂ©saccord.
La mise en Ćuvre de la politique monĂ©taire de 1996 Ă 2000 :
Graphiques n°4 : contexte national et international :
29000
30000
31000
32000
33000
34000
35000
36000
1996 1997 1998 1999 2000
PIB réel PIB potentiel
-1
0
1
2
3
4
1996 1997 1998 1999 2000
inflation courante inflation cible
0.8
1.0
1.2
1.4
1.6
1.8
2.0
2.2
2.4
1996 1997 1998 1999 2000
inflation UE
La justification des taux interbancaires trop élevés que connaissait le Maroc à cette époque,
pouvait Ă©maner dâune conjoncture nationale ou internationale dĂ©favorable, poussant les
autoritĂ©s monĂ©taires Ă hausser ce taux afin dâĂ©viter une surchauffe Ă©conomique quand le PIB
potentiel dĂ©passe le PIB rĂ©el, lâinflation courante prend le dessus sur sa cible (1.8%) oĂč
lorsque les prix en Europe atteignent des sommets. Cependant, durant ces 4 années, la
conjoncture Ă©tait plutĂŽt favorable que ce soit au niveau national oĂč le PIB rĂ©el nâa connu que
20
deux années de croissance exceptionnelle (1996 et 1998), mais aussi, au niveau européen car
les prix dans ce continent nâont pas vraiment connu une hausse exponentielle, ainsi,
lâexplication ne peut provenir que de lâanalyse des Ă©vĂ©nements survenus au lendemain de la
libéralisation des taux et qui se résument aux points suivants :
âą LâentrĂ©e en vigueur du systĂšme de contrĂŽle indirect a nĂ©cessitĂ© un temps
dâadaptation Ă ce nouveau mode de rĂ©gulation.
⹠Le coût des ressources était relativement élevé car en moyenne il tournait autour
de 7% pour les pensions Ă 7 jours sur appel dâoffre et Ă 8 % pour les pensions Ă 5
jours, ce qui se reflétait naturellement sur le taux interbancaire.
âą La formation des taux dâintĂ©rĂȘt ainsi que leur niveau dĂ©pendait de facteurs
complexes inhérents aux structures du marché et à son niveau de développement
ce qui a fait que la concurrence espĂ©rĂ©e par la libĂ©ralisation nâa pas eu lieu.
âą Le rĂŽle trĂšs restreint que joue la finance directe.
Ainsi, ces Ă©vĂ©nements ont certainement jouĂ© un rĂŽle fondamental dans ce lĂ©ger dĂ©rapage quâa
connu le Maroc durant cette pĂ©riode, car ce taux interbancaire extrĂȘmement Ă©levĂ©, ne peut pas
ĂȘtre justifiĂ© par la volontĂ© de contenir lâinflation qui Ă©tait relativement faible et stable.
La mise en Ćuvre de la politique monĂ©taire de 2001 Ă 2007 :
Graphiques n°5 : contexte national et international
34000
36000
38000
40000
42000
44000
46000
48000
2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
PIB réel PIB potentiel
-1
0
1
2
3
4
2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
inflation cible inflation courante
21
1.2
1.6
2.0
2.4
2.8
3.2
2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
inflation UE
A lâinstar de la pĂ©riode prĂ©cĂ©dente, cette phase sâinscrit dans la continuitĂ© de lâenvironnement
national et international relativement favorable grùce au PIB réel qui tourne autour de son
potentiel, lâinflation locale et europĂ©enne qui connaissent une certaine stabilitĂ© malgrĂ©
quelques dérapages passagers (2002 et 2006).
Du cotĂ© de la mise en Ćuvre de la politique monĂ©taire, le taux interbancaire semble connaĂźtre
un niveau acceptable par la fonction de rĂ©action, et ce pour des raisons dâun cotĂ© propre Ă la
politique monĂ©taire exercĂ©e par BAM, et dâun autre cotĂ© grĂące Ă des facteurs exogĂšnes :
âą Cette baisse du taux interbancaire reflĂšte une chute remarquable des couts des
ressources.
⹠La gestion active par BAM des trésoreries des banques : elle intervient rapidement
pour couvrir les besoins en monnaie centrale, et sâabstient de temps en temps
dâĂ©ponger les liquiditĂ©s pour permettre aux taux de baisser.
⹠La baisse des taux offerts sur les bons de trésors a diminué leur attractivité pour les
banques offrant plus de disponibilité sur le marché.
âą Lâaccroissement exceptionnel et continu des avoirs extĂ©rieurs grĂące aux recettes
touristiques, aux transferts des marocains rĂ©sidants Ă lâĂ©tranger, et aux
privatisations de Maroc télécom et de la régie tabac.
⹠Le développement remarquable de la finance direct au court de ces années.
22
Ainsi, ces Ă©vĂšnements ont fait que le marchĂ© a connu une abondance de liquiditĂ© qui sâest
reflétée incontestablement sur le niveau du taux interbancaire. Toutefois, ils ont compliqué la
tĂąche de la banque centrale qui devait faire constamment des efforts par le biais des
instruments de réglage fin, mais aussi en agissant par la réserve obligatoire à plusieurs
reprises afin de renverser une situation « hors banque » difficilement maitrisable vers un
climat « en banque ».
Conclusion
Lâobjectif assignĂ© Ă ce travail est lâestimation dâune fonction de rĂ©action pour la
banque centrale marocaine afin de voir si elle explique le comportement de cette institution
durant la pĂ©riode 1996-2007 oĂč elle a connu dâimportantes reformes.
Les rĂ©sultats de cette dĂ©marche ont rĂ©vĂ©lĂ© dâune part, que Bank Al Maghreb respecte ses
prioritĂ©s en sâoccupant principalement de la stabilitĂ© des prix , dâautre part, que sa politique a
connu deux phases, la premiĂšre oĂč elle ne correspondait pas aux instructions de cette rĂšgle Ă
cause des perturbations quâont connu les marchĂ©s monĂ©taires et financiers marocains au
lendemain de la libĂ©ralisation, et une seconde phase qui fait figure dâun comportement plutĂŽt
conforme aux enseignements de la fonction grĂące Ă lâefficacitĂ© des actions entreprises par
BAM appuyĂ©es par quelques facteurs exogĂšnes qui ont servie dâalliĂ©.
Toutefois, au delĂ de ces conclusions, les limites dont soufre la construction des rĂšgles
ouvrent certainement un vaste champ de recherche portant sur la diversification des méthodes
de calcul de lâinflation anticipĂ©e et de la production potentielle. NĂ©anmoins, elles rendent les
paramĂštres ainsi que les rĂ©sultats trĂšs sensibles aux techniques dâestimation, augmentant de la
sorte le risque dâinduire en erreur les autoritĂ©s monĂ©taires.
Dans ce sens, nâest-il pas logique de pencher en faveur dâune conduite qui rĂ©alise un Ă©quilibre
entre les deux principes ? Câest-Ă -dire, intĂ©grer dans les matrices dĂ©cisionnelles des banques
centrales les rĂšgles afin dâavoir des indications claires pour mener une politique monĂ©taire
crédible et transparente, tout en se basant sur le bon sens des praticiens pour de combler les
lacunes et dĂ©faillances des rĂšgles de conduite, aprĂšs tout, le proverbe ne dit il pas « il nây a
pas de rÚgle sans exception ».
23
Bibliographies A, Abuka. (1998). Indirect monetary policy in Uganda: The monetary authorityâs reaction function», Research Department of the Bank of Uganda. A, Verdelhan. (1999). Taux de Taylor et taux de marchĂ© de la zone euro », Bulletin de la Banque de France n° 6. Banque de France. Bank Al Maghrib. (1996-2007). Rapport annuel. C, Bordes. (2007). La politique monĂ©taire. Ăditions la dĂ©couverte, Paris. C, Florens., E, Jondeau., H, Le Bihan. (2001). Assessing GMM estimates of the federal reserve reaction function. Notes dâĂ©tudes et de recherche, Direction des Ă©tudes Ă©conomiques et de la recherche. Banque de France. C, St-Arnaud. (2004). Une approche Ă©clectique dâestimation du PIB potentiel pour le Royaume-Uni, Document de travail 2004-46, Banque du Canada. D, Gerdesmeier., B, Roffia. (2003). Empirical estimates of reaction functions for the euro area, ECB, Working paper n°232. D, Mayes. (2001). Monetary Policy Rule in Practice: Evidence from New Zealandâ, Discussion paper, Research Department, Central Bank of Finland. F, MontagnĂ©. (2005). Les indicateurs de la politique monĂ©taire, Diagnostics prĂ©visions et analyses Ă©conomique n° 75. F, Zied. (2007). RĂšgle de Taylor dans le cadre du Ciblage dâinflation : Cas de la Nouvelle ZĂ©lande, Laboratoire du CNRS. H, Sahuc. (2002). RĂšgles de politique monĂ©taire en prĂ©sence dâincertitude : une synthĂšse », Revue d'Ăconomie Politique, vol 112. J, Faust. (2001). An empirical comparison of Bundesbank and ECB monetary policy rules, Board of Governors of the Federal Reserve System, International Finance Discussion Papers n°705. J-P, Judd., G-D, Rudebusch. (1998). Taylorâs Rule and the Fed: 1970â1997 », FRBSF Economic Review, n°3. J-S, MĂ©sonnier., J-P, Renne. (2004). RĂšgle de Taylor et politique monĂ©taire dans la zone euro ». Notes dâĂ©tudes et de recherche, Direction des Ă©tudes Ă©conomiques et de la recherche. Banque de France. J, Taylor. (1993). Discretion versus policy rules in practice, Carnegie-Rochester conference series on public policy. K, Tenou. (2002). La rĂšgle de Taylor : un exemple de rĂšgle de politique monĂ©taire appliquĂ©e au cas de la BCAO », Note dâinformation et statistique, union monĂ©taire ouest africain, n°523. M, GuitiĂĄn. (1994). RĂšgle stricte ou politique discrĂ©tionnaire : les politiques monĂ©taires dans une optique nationale et internationale », Frameworks for Monetary Stability: Policy Issues and Country Experiences Washington, Fonds monĂ©taire international. P, Surico. (2003). How does the ECB target inflation? », ECB, Working Papers N° 229. S, Gerlach., G. Schnabel. (1999). The Taylor Rule and Interest Rates in the EMU area » Working Papers, No 73. R, Barro., D, Gordon. (1983). Rules, discretion and reputation in a model of monetary policy. National bureau of economic research, Working Paper n° 1079.
24
R, Clarida., J, GalĂ., M, Gertler. (1998). Monetary policy rules in practice: some international evidence », European Economic Review n° 42.
Annexes I : Evolution des variables utilisées
Evolution du taux interbancaire Inflation anticipée et inflation courante
2
3
4
5
6
7
96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Le taux interbancaire
-1
0
1
2
3
4
96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
inflation anticipée inflation courante
PIB potentiel (HP) et PIB réel Ecart de production
28000
32000
36000
40000
44000
48000
96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
PIB potentiel PIBR
-6
-4
-2
0
2
4
6
8
10
96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Ă©cart de production
Evolution de lâinflation en union europĂ©enne
0.8
1.2
1.6
2.0
2.4
2.8
3.2
96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07
Inflation en union européenne
25
Annexes II : Cadre méthodologique
Estimation de la fonction de réaction classique :
i = + r + 0.5y +0.5 ( )
Lâestimation de cette rĂšgle nĂ©cessite la rĂ©Ă©criture suivante pour estimer les paramĂštres :
: le taux interbancaire.
: une constante avec = r - avec (r) taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre calculĂ© Ă partir de
la fonction de réaction que nous allons comparer avec le taux de croissance du PIB potentiel.
: le coefficient accordĂ© Ă lâĂ©cart entre lâinflation courante par rapport Ă sa cible.
: lâinflation courante.
: lâinflation cible.
: le coefficient exprimant la rĂ©ponse de lâĂ©cart de production.
: lâĂ©cart de production.
Estimation de la fonction de réaction dynamique.
Pour estimer cette équation, on peut la réécrire sous la forme suivante :
Avec :
26
: le taux interbancaire.
: le coefficient de lissage c'est-Ă -dire le taux interbancaire retardĂ© dâune pĂ©riode il doit
ĂȘtre compris entre 0 et 1.
: le coefficient accordĂ© Ă lâĂ©cart entre lâinflation courante et lâinflation cible.
: lâinflation courante.
: lâinflation cible.
: le coefficient exprimant la rĂ©ponse de lâĂ©cart de production.
: lâĂ©cart de production.
: le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre.
Estimation de la fonction de réaction dynamique « forward looking »:
A lâinstar de la rĂšgle dynamique, la spĂ©cification forward looking doit ĂȘtre rĂ©Ă©crite pour
arriver à estimer les coefficients et économétriquement :
Avec :
: le taux interbancaire.
: le coefficient de lissage il doit ĂȘtre compris entre 0 et 1.
: lâinflation anticipĂ©e (voir mĂ©thode dâestimation dans la section consacrĂ©e Ă la prĂ©sentation
des données utilisées).
: le coefficient accordĂ© Ă lâĂ©cart entre lâinflation anticipĂ©e et lâinflation cible.
: lâinflation cible.
27
: le coefficient exprimant la rĂ©ponse de lâĂ©cart de production.
: lâĂ©cart de production.
: le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre.
Estimation de la fonction de réaction dynamique « forward looking » avec prise
en considĂ©ration de lâinflation importĂ©e :
Avec :
(γ) « équation n°4 »
: le taux interbancaire.
: le coefficient de lissage il doit ĂȘtre compris entre 0 et 1.
: le coefficient accordĂ© Ă lâĂ©cart entre lâinflation anticipĂ©e et lâinflation cible.
: lâinflation anticipĂ©.
: lâinflation cible.
: le coefficient exprimant la rĂ©ponse de lâĂ©cart de production.
: lâĂ©cart de production.
: le coefficient accordĂ© au diffĂ©rentiel entre lâinflation anticipĂ©e entre le Maroc et lâinflation
observĂ©e dans lâUE.
: lâinflation observĂ©e dans lâunion europĂ©enne.
: le taux dâintĂ©rĂȘt rĂ©el dâĂ©quilibre.
28
Annexes II : Résultats des tests de stationnarité
Tableau n°1 : Augmented Dicky-Fuller (ADF) :
niveau différence
Variables retards Valeurs
calculées
Valeurs
tabulées
Valeurs
calculées
Valeurs
tabulées
ordres
dâintĂ©gration
Taux interbancaire (i) 0 1.86 1.94 - - I(0)
Inflation courante ( 4 2.61 2.93 - - I(0) +c
Inflation anticipée 3 -7.01 -1.94 - - I(0)
Inflation UE 2 -2.85 -1.94 - - I(0)
Ăcart de production
0
-15.03
-2.61
-
-
I(0)
Rejet de lâhypothĂšse nul de racine unitaire Ă 5%.
Tableau n°2 : Philips-Perron (PP). niveau différence
Variable retard Valeur
calculée
Valeur tabulée Valeur
calculée
Valeur tabulée ordre
dâintĂ©gration
Taux interbancaire (i) 4 -1.98 -1.94 - - I(0)
Inflation courante ( 3 -4.27 -3.50 - - I(0) +t+c
Inflation anticipée 3 -4.41 -3.51 - - I(0) +t+c
Inflation UE 5 -3.83 -3.50 - - I(0) +t+c
Ăcart de production
1
-7.54
-3.50
-
-
I(0) +t+c
Rejet de lâhypothĂšse nul de racine unitaire Ă 5%.
29
Annexes IV : RĂ©sultats des estimations
La fonction de réaction traditionnelle :
Tableau n°1 : Estimation réalisée par les MCO :
ParamĂštres
t t r
F D-w
équation n°1
0.006
0.03
-0.04
-0.43
3%
0.004
0.09
0.08
La fonction de réaction dynamique :
Tableau n°2 : Estimation réalisée par les MCO :
ParamĂštres
t t t t
F D-W
équation n°2
0.93
22
0.02
0.5
-0.03
-1.45
0.22
1.18
0.91
160
2.46
Tableau n°3 : ParamÚtres de la fonction de réaction dynamique :
paramĂštre valeur
0.93
0.3
-0.4
1.4
30
La fonction de réaction dynamique «forward looking»:
Tableau n°4 : estimation réalisée par MMG : les instruments sont le retard du taux interbancaire, inflation anticipée,
Ă©cart de production (1-4).
ParamĂštres
t t t t
D-
W
J
équation n°3
0.93
25
0.05
0.8
0.03
0.7
0.24
0.12
0.9
2.4
1.65E31
Tableau n°5 : ParamÚtres de la fonction de réaction« forward looking ».
paramĂštre valeur
0.93
0.7
0.4
1.6
La fonction de réaction dynamique «forward looking » avec prise en
considĂ©ration de lâinflation importĂ©e :
Tableau n°6: estimation réalisée par MMG : les instruments sont le retard du taux interbancaire, inflation anticipée,
Ă©cart de production (1-4).
ParamĂštres
t t t t t
DW J
équation n°4
0.93 22 0.05 0.24 0.03 0.31 0.02 0.14 0.25 1.36 0.9 2.4
3.16
E30
Tableau n°7 : ParamÚtres de la fonction de réaction« forward looking » avec inflation importée.
paramĂštre valeur
0.93
0.7
0.4
0.2
1.8