CAHIER ANALYSE DES CHOCS D'OFFRE ET DE DEMANDE DANS LA ZONE CFA : UNE MÉTHODE STRUCTURELLE D'AUTORÉGRESSION VECTORIELLE

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1 CAHIER 13- ANALYSE DES CHOCS D'OFFRE ET DE DEMANDE DANS LA ZONE CFA : UNE MÉTHODE STRUCTURELLE D'AUTORÉGRESSION VECTORIELLE Jean-Michel BOSCO N'GOMA

2 CAHIER 13- ANALYSE DES CHOCS D'OFFRE ET DE DEMANDE DANS LA ZONE CFA : UNE MÉTHODE STRUCTURELLE D'AUTORÉGRESSION VECTORIELLE Jean-Michel BOSCO N'GOMA 1 1 Cenre de recherche e développemen en économique (C.R.D.E.), Universié de Monréal e Groupe de recherche sur l'inégraion économique e financière (GRIEF), Universié de Poiiers, France Aoû L aueur ien à remercier les professeurs A. Marens, B. Perron (C.R.D.E., Universié de Monréal) e A. Paque (CREFÉ, Universié du Québec à Monréal) pour leurs suggesions. Il remercie égalemen les paricipans du ème Congrès de la Sociéé canadienne de science économique (Monréal, mai ) pour leurs commenaires. Les opinions exprimées dans cee éude ne reflèen pas nécessairemen celles du C.R.D.E. Cependan, l aueur garde l enière responsabilié des erreurs e omissions évenuelles.

3 ABSTRACT The aim of his paper is o idenify he shocks of supply and demand (real and nominal) and o appreciae heir impac on macro-economic variables for a sample of eleven counries of he CFA moneary area. The idenificaion is obained using a srucural mehod of vecorial auoregression (SVAR) on real GDP, money supply and price level wih he long-erm resricions of Blanchard and Quah [199]. The esimae of he shocks made i possible o know heir inensiy and heir effecs induced wihin he member economies. We used he «sae-space models» hroughou he Kalman filer in order o break down he srucural shocks ino common and specific componens. The resuls show ha, for all he counries, he shocks affecing hese economies are symmeric and he moneary shocks are significanly aached o he common componen. This implies ha he counries of he CFA moneary area are closer by heir currency han by heir producive srucures. Key words : moneary union, opimal moneary area, CFA area, symmeric shocks, moneary inegraion RÉSUMÉ Ce aricle a pour obje l'idenificaion des chocs d offre e de demande (réels e nominaux) e l'appréciaion de leur influence sur les variables macroéconomiques pour onze pays de la zone monéaire CFA. L'idenificaion es obenue à parir d'une méhode srucurelle d'auorégression vecorielle (SVAR) sur le produi (PIB réel), la masse monéaire (M) e le niveau des prix (déflaeur du PIB) en uilisan les resricions de long erme de Blanchard e Quah [199]. L esimaion des chocs a permis de connaîre leur inensié e leurs effes induis au sein des économies membres. Afin de ne pas se conener d une simple éude de corrélaion enre les chocs, nous avons uilisé les modèles d éa-mesure à ravers le filre de Kalman, afin de décomposer les chocs srucurels en composanes commune e spécifique, comme l on fai Chamie, DeSerres e Lalonde [199], pour apprécier le degré de symérie de ces chocs. Les résulas monren que pour l ensemble des pays, les chocs ouchan ces économies son symériques e seuls les chocs monéaires son significaivemen aachés à la composane commune. Il en résule en effe que les pays de la zone monéaire CFA son plus proches par leur monnaie que par leurs srucures producives. Mos clés : union monéaire, zone monéaire opimale, zone CFA, symérie des chocs, inégraion monéaire

4 1. Inroducion La héorie des zones monéaires opimales (TZMO), élaborée par Mundell [191], énumère les crières auxquels doiven répondre les pays d une région, membres d une union monéaire, afin que les avanages résulan de l éliminaion du risque de change ou des poliiques monéaires non coopéraives soien supérieurs aux coûs liés à la pere de l insrumen du aux de change comme variable d ajusemen e à la pere de souveraineé en maière de poliique monéaire désormais définie au niveau supranaional. A l'insar des ravaux pionniers de Mundell [191], Mckinnon [193] e Kenen [199], la liéraure a mis l'accen surou pendan les années 9 avec le processus d'inégraion monéaire européenne, sur la quanificaion de quelques aspecs de ces coûs e bénéfices de l union monéaire. La mise en commun des réserves de change de l ensemble des pays membres, e, par là même, l abandon d une variable d ajusemen aux chocs réels e monéaires, enraîne un coû à mere en balance avec les gains de l inégraion monéaire. Afin que les avanages l emporen sur les coûs, un cerain nombre de crières doiven êre remplis, au premier rang desquels une relaive symérie des chocs supporés par les pays membres ; un choc es di symérique s'il aein simulanémen e dans des proporions ideniques un groupe de pays, andis qu il es di asymérique s'il ne frappe qu un pays ou un groupe de pays dans des proporions différenes. Dans une union monéaire, la délégaion de la poliique monéaire à une insance supranaionale ne pose pas de difficulés majeures en raison des effes symériques exercés par les chocs (voir Bosco [1999] sur les enjeux e conraines liés à la consiuion d une union monéaire). Dans un el conexe, il y a ou l inérê d apprécier l'inensié des chocs e leur degré d influence sur les variables macro-économiques. Dans le cas du processus européen par exemple, il y a eu par le passé des ravaux pour quanifier le degré de symérie des chocs au sein de l union européenne : on peu cier ici les ravaux de Cohen e Wyplosz [199], Weber [199], Bayoumi e Eichengreen [199]. Ces derniers on uilisé une echnique développée par Blanchard e Quah [199] pour décomposer les résidus issus de l esimaion de la forme réduie d un VAR sur le produi e les prix, en chocs d offre e de demande. En appliquan cee 1

5 méhode de décomposiion à l ensemble des pays européens, ils on uilisé une simple echnique de corrélaion des chocs pour mesurer le degré de symérie des chocs. Celle-ci es appréciée en éudian la marice des corrélaions de chaque pays par rappor à un pays ou à un panel de pays servan de référen. Par conre, concernan la zone monéaire CFA, il y a eu peu de ravaux dans ce domaine 1, excepé le papier de Fielding e Shields [1999]. Ces derniers se serven de la méhode de Blanchard e Quah [199], en posan les resricions différemmen, pour comparer les chocs enre la zone CFA e le Kenya. Comme dans les ravaux susmenionnés, ils se conenen aussi de l'éude des corrélaions des chocs. Mais l inerpréaion de ces marices des corrélaions n es pas oujours aisée. Elle ne perme pas de dissocier saisiquemen, de façon significaive, les différens chocs en deux composanes commune e spécifique à chaque pays. En s inéressan à la méhode de Chamie, DeSerres e Lalonde [199], nous pouvons déerminer les composanes inobservables communes e spécifiques des chocs d offre, de demande en uilisan des modèles d'éa-mesure. Ce aricle se srucure de la manière suivane : après avoir présené dans une deuxième secion l'arrangemen insiuionnel de la zone monéaire CFA, une roisième secion es consacrée à la méhodologie e à l idenificaion des chocs srucurels. L'analyse empirique e les résulas des ess fon l'obje de la quarième secion. E enfin, nous conclurons dans la dernière secion.. Arrangemen insiuionnel de la zone monéaire CFA La zone CFA es une srucure ou à fai originale qui a éé un insrumen majeur de la coopéraion française pour le développemen e pour l'inégraion régionale en Afrique. La promoion simulanée d'une inégraion monéaire e d'une inégraion économique régionale plaide en faveur de la zone CFA, malgré les nombreuses difficulés d'ordre poliique, économique e sociologique renconrées. L'inégraion monéaire a consiué un faceur posiif dans la mise en place d'espaces économiques sous-régionaux. Ainsi, la zone monéaire CFA rassemble aujourd hui 1 Éas africains, 1 On peu menionner les ravaux de Honohan [199] e de Boughon [1991] raian impliciemen cee quesion.

6 hormis les Comores don il ne sera pas quesion ici, regroupés en deux unions monéaires : l'uemoa (Union Économique e Monéaire Oues Africaine) consiuée par le Bénin, le Burkina Faso, la Côe d ivoire, la Guinée Bissau, le Mali, le Niger, le Sénégal, e le Togo ; la CEMAC (Communaué Économique e Monéaire de l Afrique Cenrale) consiuée par le Cameroun, le Cenrafrique, le Congo, le Gabon, la Guinée équaoriale e le Tchad. Au sein de cee zone exisen deux insiuions d émission : la BCEAO (Banque Cenrale des Éas de l'afrique de l'oues) e la BEAC (Banque des Éas d Afrique Cenrale). Tandis que la première, commune aux pays membres de la sous zone monéaire UEMOA, éme le Franc de la Communaué Financière Africaine (FCFA), la seconde me en circulaion le Franc de la Coopéraion Financière en Afrique cenrale (FCFA) e exerce son privilège d'émission dans la sous zone monéaire CEMAC. Le foncionnemen de la zone monéaire CFA repose sur quare principes : - la parié fixe des monnaies de la zone CFA avec le franc français, converibles enre elles à des pariés fixes, sans limiaion de monans 3 ; - la garanie illimiée du Trésor public français : la converibilié des monnaies émises par les différenes insiuions d'émission de la zone CFA es garanie sans limie par le Trésor public français ; - la libre ransférabilié : les ransfers son libres à l inérieur de la zone CFA relaivemen aux ransacions couranes e aux mouvemens de capiaux; - les réserves de change cenralisées : à l excepion des sommes nécessaires à leur résorerie courane e de celles relaives à leur ransacions avec le FMI, les banques cenrales de la zone CFA son enues de déposer au moins 5% de leurs réserves de change auprès du Trésor français sur le compe d opéraion ouver au nom de chacune d elles. Pour plus de déails sur le foncionnemen e sur l évoluion de la zone CFA, voir Gerardin [199], Lelar [199] e Becar [1997]. 3 Touefois, un changemen de parié n es pas exclu par les règles de la zone. La nouvelle parié dae de janvier 199 (1FF=1FCFA), alors que celle-ci n'a pas éé modifiée depuis 19 (1FF=5FCFA); Bien enendu, des mesures de naure prévenive on éé prévues pour évier que les compes d opéraions ne deviennen durablemen débieurs. Voir par exemple la Noe d Informaion numéro 1 de la Banque de France [1997] pour plus de déails. 3

7 3. Méhodologie e idenificaion des chocs srucurels Nous supposons que chaque pays i membre de la zone CFA es soumis, à chaque insan, à des chocs de naures différenes : des chocs d offre ( ε s i ), des chocs de demande réels ( ε d i ) e des chocs de demande nominaux ( ε m i ). Ces chocs engendren des effes spécifiques sur les grandeurs macro-économiques. Nous admeons ainsi radiionnellemen que : (i) : seuls les chocs d'offre exercen un effe permanen 5 sur le ryhme de la croissance ; les effes sur la croissance des chocs de demande réels e nominaux ne son que ransioires. (ii) : les chocs de demande de ype nominaux (monéaires) son compensés à long erme par une variaion proporionnelle des prix (hypohèse de neuralié des chocs monéaires) : une variaion de 1% provoque, par hypohèse, une variaion de 1 % des prix de elle sore que les encaisses réelles ne son pas affecées, à long erme, par ce ype de choc. (iii) : les effes des chocs de demande de ype réels sur la monnaie e sur les prix ne se compensen pas. Si le premier posula es vrai, alors il es possible sur la base de celui-ci de faire le ri enre les chocs d'offre e les chocs de demande ; le deuxième e le roisième posula permeen d'idenifier, au sein des chocs de demande, la composane réelle e la composane monéaire de ces chocs. 5 Les chocs permanens son pour la plupar dus à des chocs echnologiques. Ainsi les flucuaions de producion persisanes résuleraien de chocs d offre qui refléeraien les asyméries srucurelles enre économies e qui seraien indépendans des poliiques économiques. Ainsi, le fai d'évaluer le degré d asymérie des chocs d offre devien un élémen crucial dans l évaluaion des coûs d ajusemen dérivan d une union monéaire. Par ailleurs, les chocs de demande n auraien qu un effe emporaire sur la producion. Évaluer donc le degré d asymérie de ces chocs devien informaif, si l on considère que ces chocs son en général induis e peuven êre corrigés par des poliiques économiques. Ainsi, la connaissance du degré d asymérie de ces chocs donne une indicaion sur le degré de coordinaion des poliiques monéaire e budgéaire. On peu voir par exemple Bayoumi e Eichengreen [199] pour plus de déails.

8 3.1. Représenaion des modèles VAR Les rois hypohèses susmenionnées fon inervenir, dans leur énoncé, rois grandeurs macro-économiques : la producion, la monnaie e les prix. Les observaions relaives à ces grandeurs permeen d'idenifier les chocs affecan les économies. Selon l'hypohèse de dépar, les chroniques du aux de croissance du PIB réel, du aux de croissance du niveau des prix e du aux de croissance du sock de monnaie résulen direcemen des chocs d'offre e de demande (réels e monéaires) qui on pu frapper par le passé e frappen encore aujourd'hui l économie concernée. Ainsi, le modèle peu s écrire sous la forme de moyenne mobile de la manière suivane : (1) + x = A ε + A ε +... = 1 1 i= A ε i i avec : () x y = π m où y, π, e m représenen respecivemen les aux de croissance du PIB réel, du déflaeur du PIB e de l'offre de monnaie ; (3) ε = s ε d ε m ε où ε s, ε d e ε m représenen respecivemen les chocs d'offre, les chocs de demande réels e nominaux qui frappen l'économie. () A i = ys yd ym a i a i a i πs πd πm a i a i a i ms md mm a i a i a i 5

9 ys où a i doi êre inerpréé comme l'effe d'un choc d offre en -i sur le aux de croissance du PIB réel en. En résumé, le veceur x obéi à un processus vecoriel moyenne mobile d'ordre infini. Oure les rois hypohèses énoncées prédemmen, on adme que les chocs ε j présenen un cerain nombre de propriéés : (i) : pour une même dae, les chocs s d ε, ε e ε m son indépendans de elle sore que la marice des variances - covariances des chocs ε j (j ({s, d, m}) es diagonale. Pour la simplicié, leurs variances son normées : (5) E ε ε' = (ii) : les chocs ε j ne son pas auocorrélés : () E ε ε' s = [] s,, s Le modèle srucurel (1) ne peu êre direcemen esimé pour la simple raison que les chocs ε j ne son pas direcemen observables e nécessien d êre esimés par une méhode adéquae. On adme ouefois que le modèle (1) adme une forme réduie VAR(q) : (7) x = H1 x 1 + H x Hq x q + e avec q es le nombre de reards e : () e = e e e y π m On pose ainsi impliciemen l'hypohèse selon laquelle les effes des innovaions passées ε 1 sur x ransien par le biais des valeurs passées les plus récenes de x d'aures ermes, les q premières valeurs reardées du veceur x. En incorporen l'esseniel de l'informaion uile pour l'explicaion saisique des valeurs acuelles de ce même

10 veceur. La marice des variances - covariances des erreurs e de la forme réduie VAR () q du modèle ne fai l'obje d'aucune resricion pariculière. (9) E e e ' = Σ = σyy σyπ σym σπy σππ σπm σmy σmπ σ mm L'inérê de la forme réduie (7) ien à ce que les composanes des marices H j peuven êre esimées, ce qui n'éai pas le cas des paramères de la forme srucurelle. Dès lors, il es possible de calculer les résidus ê du modèle rédui. La connaissance de ces résidus auorise, comme on va le monrer, une approximaion des chocs ε euxmêmes. A ce effe, on se ser du héorème de représenaion de Wold qui veu que ou processus VAR () q saionnaire admee une représenaion MA infinie de elle sore qu'on peu écrire : i i = i= (1) x = e e e +... = C e C() L où C () L es un polynôme mariciel généraeur de reards d'ordre infini. On suppose cependan qu une combinaison linéaire des résidus perme de définir de vériables chocs non corrélés enre eux e pouvan êre liés aux variables e x. En rapprochan donc les équaions (1) e (1) e en idenifian erme à erme on voi ou de suie que : (11) A ε = e où e peu êre approché par les résidus issus de l'esimaion du modèle rédui VAR(q). On dédui de l'expression (11) que :,,, (1) Ee e = A E( ε ε ) A = Σ Or, par hypohèse, on a :, (13) E ε ε = I3 7

11 de elle sore qu'on peu écrire :, (1) A A = Σ L'égalié Les résidus connus ê de la forme réduie permeen d'approcher la marice Σ. A = Σ perme l'idenificaion des composanes de la marice A. Nore, A sysème a n inconnues (n correspond aux nombres de variables dépendanes du n ( n + 1) modèle) ; la marice Σ éan symérique, nous avons équaions. Par conséquen, n nous avons besoin de ( n 1 ) resricions. Dans le cadre de nore modèle, il suffi d imposer rois resricions supplémenaires afin d obenir une idenificaion complèe du sysème. On pourrai, à ce effe, procéder à la décomposiion de Cholesky de la marice Σ. Touefois, cee méhode d'idenificaion n'es pas saisfaisane e peu s avérer hasardeuse dans la mesure où le résula de cee procédure ne perme pas de prendre en compe ceraines hypohèses économiques. C'es pour ce moif que nous privilégions ici la méhode définie par Blanchard e Quah [199]. 3.. Idenificaion par la méhode de Blanchard e Quah [199] Soi A LT la marice des effes à long erme des chocs srucurels ε sur les composanes du veceur x. Les hypohèses relaives aux effes de long erme des chocs d'offre e de demande nous auorisen à affirmer que la marice A LT présene une srucure rès pariculière : (15) A LT A = A A ys πs ms A A πd md A mm A πm = A πm avec A ij, l effe de long erme d'un choc de naure j sur la composane i du veceur x. Les "zéros" qui apparaissen à la première ligne de cee marice renden compe de

12 l'hypohèse selon laquelle les chocs de demande n'on pas d'effe permanen sur l'acivié. L'égalié A mm = A radui l'hypohèse selon laquelle un choc de demande πm nominal es sans effe, à long erme, sur les encaisses réelles. On noe qu'en prémuliplian la marice une marice T qui es riangulaire inférieure : A LT par la marice 1 B = 1 1 on obien 1 (1) A ys T = BA = LT A πs Ams A πd A Ams Amd md On monre en annexe que la relaion enre la marice des effes à long erme des chocs srucurels A LT e celle des effes de long erme des erreurs e de la forme réduie A du modèle C LT peu s écrire de la manière suivane : mm (17) A LT = CLTA Dès lors, on peu écrire que :,,,, (1) ALTALT = C LT A A CLT = C LT ΣC LT e aussi :,,,, (19) BA A B = BC ΣC B soi : LT LT LT,,, () TT = BC ΣC B LT LT LT Or, T es une marice riangulaire inférieure de elle sore que ses différenes composanes peuven êre idenifiées en prenan la décomposiion de Cholesky de la,, marice BC Σ C B, don ous les élémens son connus. Munis désormais de cee LT LT La consrucion des marices des effes de long erme des chocs du modèle srucurel e rédui es expliquée en annexe. 9

13 marice riangulaire T, il es facile de déerminer les élémens de la marice effes de long erme des chocs srucurels puisque, par définiion : A LT des 1 (1) A = B T LT On peu alors en déduire les composanes de la marice A des effes de cour erme des chocs srucurels : 1 () A = CLTALT e, connaissan cee marice A du veceur ε :, on peu finalemen déerminer les rois composanes 1 (3) ε = A e 3.3. Décomposiion des chocs en composane commune e spécifique On pourrai, comme le fon Bayoumi e Eichengreen [199], apprécier le degré d'asymérie de ces chocs en éudian la marice des corrélaions des chocs de chaque pays par rappor à un pays ou un panel de pays servan de référen. Mais l'inerpréaion de ces marices des corrélaions n'es pas forcémen chose aisée. La méhode qui es uilisée ici consise à dissocier les différens chocs srucurels d'offre, de demande réels e nominaux en deux composanes commune à l ensemble des pays e spécifique à chaque pays. En prenan comme exemple le cas de rois pays ( k = 1,,3 ) e des chocs d'offre s ˆε k, la procédure uilisée consise donc à décomposer chacun de ces chocs d'offre de la manière suivane : 1

14 () ˆε ˆε ˆε s 1 s s 3 s λ s = λ s λ s α α α α SV s 1 s s 3 s SV s α es la composane commune du choc d'offre aux rois pays à la dae. α 1 s, α e s α 3 son les composanes spécifiques à chacun des rois pays. λ s 1 mesure le degré de sensibilié du choc d'offre auquel es soumis le pays 1 par rappor à la composane s commune. Les composanes α i ne son pas direcemen observables : elles doiven êre esimées. De même doiven êre esimées les paramères λ s 1, λ s e λ s 3. On uilise à ce effe un modèle d éa-mesure composé de deux séries d'équaions : (i) : des équaions de mesure ou d observaion : c'es le sysème d'équaions () qui explique les niveaux des chocs srucurels affecan les différens pays en foncion des valeurs prises par les composanes communes e spécifiques inobservables. (ii) : des équaions de ransiion qui décriven la dynamique supposée des variables d'éa. Concernan la dynamique des variables d'éa, nous supposons un modèle invarian puisque les chocs srucurels ne son pas auocorrélés. On peu par exemple admere qu'elle es décrie de la manière suivane : (5) s α α α α SV s 1 s s 3 1 IIDN, σ 1 σ σ 3 Nous admeons ainsi que les composanes commune e spécifique son des bruis blancs. Nous pouvons résumer que : les inconnues de ce modèle d'éa-mesure qui seron esimés par la procédure iéraive du Filre de Kalman son : - les chroniques des composanes communes { α SV s s - les paramères λ 1, λ s e λ s3. - les variances des innovaions σ k } e spécifiques { α 1 s }, { α s }, { α 3 s } 11

15 A parir de l équaion (), on peu déerminer la par de la variance du choc expliquée par la composane commune. En effe, on a : σ ε = λ kj kj + σα kj avec k désignan le pays éudié e j la naure du choc. Ainsi, la par de la variance du choc expliquée par la composane commune correspond au coefficien de déerminaion du modèle. Soi : r kj λ =. σ ε kj. Analyse empirique e résulas des ess.1. Sources saisiques, saionnarié e coinégraion des séries Nous disposons pour la période des observaions annuelles, pour un ensemble de 11 pays de la zone monéaire CFA : le Bénin, le Burkina Faso, la Côe d ivoire, le Niger, le Sénégal e le Togo pour l UEMOA; le Cameroun, le Cenrafrique, le Congo, le Gabon e le Tchad pour la CEMAC. Les séries proviennen des indicaeurs de développemen de la Banque Mondiale 7. Les variables éudiées son les suivanes : le PIB réel (y) ; le déflaeur du PIB ( π ) ; sock de monnaie M (m). Toues les variables son exprimées en logarihme. Pour chaque pays, nous calculons les aux de croissance logarihmique d une année sur l aure de chacune de ces variables. Soi x = ln x ln x 1. Nous calculons ensuie des chocs d offre e de demande (réels e nominaux) à parir des résidus du modèle VAR avec reards, mean en présence les rois variables y, π, m de elle sore qu on a : () y π m = = i 1 y i H i π i + m i e e e y π m 7 La Guinée Bissau, la Guinée Équaoriale e le Mali ne disposen pas des séries complèes concernan le niveau des prix. Ces rois pays ne fon donc pas l obje de cee éude. Nous avons reenu dans le modèle reards en se basan sur les crières de Schwarz e Akaike. 1

16 Puisque l esimaion des paramères de ce modèle exige la saionnarié des variables, nous éudions par conséquen celle-ci en procédan à des ess de Dickey- Fuller augmené e de Phillips-Perron. Tess de racine uniaire Taux de croissance du sock de monnaie M Taux de croissance du Déflaeur du PIB Taux de croissance du PIB réel Pays ADF PP ADF PP ADF PP sous zone UEMOA Bénin -15.* -5.73* -1.9*** -.5** -.** -3.7* Burkina Faso -15.1* -5.* -.** -.75* -.57** -.* Côe d Ivoire -.71* -.1* -.5** -3.59* -1.9*** -3.* Niger -.5* -7.33* -3.* -.1* -.* -5.5* Sénégal -1.* -.17* -1.7*** -.57** -3.5* -.1* Togo -13.* -.55* -.95* -5.* -.7* -.* sous zone CEMAC Cenrafrique -.5** -.3* -.1** -3.* -3.9* -.7* Cameroun -.1** -.9* -1.7*** -.** -.71* -3.7* Congo -.1** -.3* -.39** -.5* -.** -.73* Gabon -.1** -.59** -.97* -.5* -3.9* -3.* Tchad -3.5* -.* -3.1* -.1* -.9* -7.5* * : L hypohèse nulle de racine uniaire es rejeée au seuil de risque de première espèce de 1 %. ** (***) : L hypohèse nulle de racine uniaire es rejeée au seuil de risque de première espèce de 5 % (1%). Les résulas des ess de saionnarié dans le ableau ci-dessus meen en évidence la saionnarié des rois aux de croissance ou des différences premières des variables en niveau, puisque nous avons considéré le logarihme de celles-ci. Nous avons procédé avec un reard pour les ess de Dickey-Fuller augmené e 3 reards pour les ess de Philips-Perron. Les séries se son avérés saionnaires sans la présence d une consane e d une endance. Nous n avons pas jugé uile de rapporer les résulas des ess de saionnarié sur les variables en niveau. Ces dernières ne son pas saionnaires d après les ess de Dickey-Fuller e de Philips-Perron. Les variables éan donc I(1), nous avons procédé à l éude de la relaion de long erme des variables, c es-à-dire aux 13

17 ess de coinégraion de Johansen [19] 9. Pour l ensemble des pays, les variables éudiées ne son pas coinégrées sauf pour le cas du Niger qui enregisre l exisence d une équaion de coinégraion. A ce effe, il convien d esimer leurs relaions au ravers d un modèle à correcion d erreur (ECM). L esimaion du modèle ECM monre en annexe que les coefficiens désignan les forces de rappel vers l équilibre son posiifs e n on donc pas les signes aendus pour jusifier la nécessié d une spécificaion d un modèle à correcion d erreur pour le Niger... Décomposiion de la variance e foncion de réponse aux chocs Il s agi ici d examiner les sources de flucuaions des variables macroéconomiques éudiées e d évaluer leur viesse d ajusemen suie à des chocs srucurels idenifiés 1. Pour l ensemble des pays, les flucuaion du produi réel son expliquées en grande parie par ses propres innovaions (excepion faie du Cameroun où, en moyenne, 55% de la variance de l erreur de prévision du produi réel es expliquée par les chocs d offre e 5% par les chocs réels). Quan aux flucuaions du déflaeur du produi, le consa es le même ; sa variance es expliquée esseniellemen par les chocs de demande réels, alors qu en moyenne 5% de la variance es expliquée par les chocs d offre pour le Cameroun. Les flucuaions du aux de croissance monéaire son dominées par les chocs monéaires, sauf pour la Côe d ivoire (seulemen 11% des chocs monéaires en moyenne conre 7% des chocs de demande réels) e le Gabon (seulemen % des chocs monéaires en moyenne conre 5% des chocs d offre). Selon les hypohèses énoncées précédemmen, lesquelles se concréisen dans la srucure rès pariculière de la marice A LT des effes à long erme des chocs srucurels, on a idenifié à parir des résidus ê des modèles VAR, les chocs srucurels auxquels on éé soumis les 11 pays éudiés. La connaissance des coefficiens esimés du modèle VAR d une par, celle de la marice A qui éabli un pon enre les chocs srucurels e les erreurs de ce modèle d aure par renden possible l éude des foncions de réponse des variables macro-économiques à des chocs srucurels (choc d offre, choc réel de 9 Voir en annexe pour les résulas des ess. 1 En annexe, on a les résulas sur la décomposiion des variances des erreurs de prévision e les foncions de réponse à des chocs d offre e de demande (réels e nominaux) des variables y, π e m pour les 11 pays éudiés. 1

18 demande, choc nominal de demande). Puisque les séries y, π e ηm son I(), les coefficiens du modèle VAR définissen un éa saionnaire pour chacune de ces variables. Paran de ce éa saionnaire, nous avons imprimé un choc insanané soi d offre, soi de demande. Les variables y, π e ηm s écaren de leurs valeurs d éa saionnaire - ce son les écars e y, e π, e m - e ne rerouven que progressivemen leur éa d équilibre. Dans l ensemble, les variables macro-économiques réagissen de façon symérique suie à des chocs d offre e de demande nominaux 11. Cependan, le produi réel réagi iniialemen de façon asymérique suie un choc de demande réel dans les deux sous zones monéaires, sauf pour le Cameroun où son produi réagi symériquemen par rappor aux pays de l UEMOA. Aussi, nous noons que les chocs d offre e de demande réels auraien des effes négligeables sur le sock de monnaie, alors que les innovaions de celle-ci influencen de façon significaive le produi réel e le déflaeur du PIB. 11 En annexe, une comparaison es faie enre la Côe d ivoire e le Cameroun sur la réponse des variables éudiées suie à un choc monéaire. 15

19 .3. Composanes commune e spécifique des chocs.3.1. Les chocs d offre Pays Modèle* Coefficiens λ i -Saisic Probabilié Coefficien de déerminaion D-Wason BENIN BURKINA FASO CÔTE D IVOIRE NIGER SÉNÉGAL TOGO CAMEROUN CENTRAFRIQUE GONGO GABON TCHAD * : le modèle 1 correspond à une esimaion des chocs srucurels pour l ensemble des pays de la zone CFA, andis que le modèle es une esimaion des chocs srucurels par bloc monéaire (UEMOA e CEMAC). Le modèle 3 esime les chocs de la forme réduie du modèle pour l ensemble des pays membres de la zone CFA. 1

20 .3.. Les chocs de demande réels Pays Modèle* Coefficiens λ i -Saisic Probabilié Coefficien de déerminaion D-Wason BENIN BURKINA FASO CÔTE D IVOIRE NIGER (NS) SÉNÉGAL TOGO CAMEROUN CENTRAFRIQUE GONGO GABON TCHAD * : le modèle 1 correspond à une esimaion des chocs srucurels pour l ensemble des pays de la zone CFA, andis que le modèle es une esimaion des chocs srucurels par bloc monéaire (UEMOA e CEMAC). Le modèle 3 esime les chocs de la forme réduie du modèle pour l ensemble des pays membres de la zone CFA. 17

21 ..3. Les chocs de demande nominaux Pays Modèle* Coefficiens λ i -Saisic Probabilié Coefficien de déerminaion D-Wason BENIN BURKINA FASO CÔTE D IVOIRE NIGER SÉNÉGAL TOGO CAMEROUN CENTRAFRIQUE GONGO (NS) GABON (NS) TCHAD * : le modèle 1 correspond à une esimaion des chocs srucurels pour l ensemble des pays de la zone CFA, andis que le modèle es une esimaion des chocs srucurels par bloc monéaire (UEMOA e CEMAC). Le modèle 3 esime les chocs de la forme réduie du modèle pour l ensemble des pays membres de la zone CFA. 1