Les deux déficits, budgétaire et du compte courant, sont-ils jumeaux? Une étude empirique dans le cas d une petite économie en développement

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1 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Une éude empirique dans le cas d une peie économie en développemen (Version préliminaire) Aueur: Wissem AJILI Docorane CREFED Universié Paris Dauphine Place du Maréchal de LaredeTassigny75775 Paris Cedex 16 France Tel : 0033 (0) Résumé Ce papier examine le lien empirique enre défici budgéaire e défici du compe couran dans le cas d une peie économie en développemen, la Tunisie. Il s inscri dans la coninuié d une série de ess économériques ayan pour objecif la validaion empirique de la Proposiion de l Equivalence de Ricardo (PER) par rappor à la vision convenionnelle, dans le cadre des économies en développemen, la Tunisie comme exemple. En effe, l absence d un lien de causalié enre le défici budgéaire e du compe couran signifie la validaion de la PER au dérimen de la vision convenionnelle. Par conre, l exisence d une relaion significaive de long erme enre les deux déficis me en évidence leur dépendance e valide, par conséquence, la vision convenionnelle. Par ailleurs, bien que le sens de causalié prédicible es pluô du défici inérieur vers le défici exérieur, le sens inverse es égalemen esé. La méhode économérique uilisée se base sur la Modélisaion à Correcion d Erreur (Error Correcion Modeling) e l examen de la causalié dans un cadre à deux puis à rois variables. Des ess de robusesse des résulas son égalemen appliqués. Touefois, son au préalable exposés les fondemens héoriques de la problémaique des «déficis jumeaux». Une revue des principaux résulas empiriques en la maière es égalemen éablie. Différenes issues relaives aux données e à la méhodologie son par ailleurs discuées. Enfin, son synhéisés, les résulas des différenes esimaions économériques ainsi que leurs implicaions en maière de poliique économique. Les données uilisées son annuelles e couvren la période de 1972 à Les résulas son pluô en faveur de la PER. Aucun effe de reour posiif enre les deux déficis n a pu êre démonré. Touefois, en adopan une analyse par les résidus, nous démonrons que les deux déficis son coinégrés. En effe, selon cee seconde approche, deux relaions de long erme on éé validées. La variaion du défici couran es expliquée par celle du défici budgéaire e vice versa. Mos clés : Proposiion de l Equivalence de Ricardo, Modélisaion à Correcion d Erreur, Défici budgéaire, Défici couran, déficis jumeaux. Classificaion JEL: E62, F40, H62.

2 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? The win deficis, arehey really wins? An empirical invesigaion in he case of a small developing economy (Preliminary version) Auhor: Wissem AJILI Ph.D. Suden CREFED Universiy of Paris Dauphine Place du Maréchal de LaredeTassigny75775 Paris Cedex 16 France Tel: 0033 (0) Absrac This paper explores he empirical relaionship beween budge and curren accoun deficis in he case of a small developing counry, Tunisia. The main objecive of he invesigaion is o es he empirical validiy of he Ricardian Equivalence Proposiion (REP) compared o he Convenional View in he case of a developing counry. The absence of a significan posiive causal link beween budge and curren accoun deficis means he validaion of he REP. While, a longrun relaionship beween he wo aggregaes does demonsrae heir dependence and consequenly validae he Convenional View. The causaliy direcion predicable, in consisence wih he radiional heory, is from he inernal defici o he exernal one. However, he opposie direcion is also esed. The economeric mehod used is based on ErrorCorrecion Modelling in a bivariae han a rivariae seing. The daa are annual from 1972 o However, he heoreical foundaions of he win deficis phenomenon are firs exposed. The main resuls of he empirical lieraure in his area are also reviewed. Several issues relaed o he daa and o he economerical mehodology, are discussed. Finally, he resuls of he differen economerical esimaions and heir policies implicaions are summarized. Resuls are more consisen wih he REP han wih he Convenional View. No posiive causal link beween he wo deficis is demonsraed. Ye, by using a residual analysis, we demonsrae ha he budge and he curren accoun deficis are coinegraed. In fac, we validae in his second case wo significan longrun relaionships in which he budge defici variaion is explained by he curren accoun one and vice versa. Key words: Ricardian Equivalence Proposiion, ErrorCorrecion Modelling, Budge Defici, Curren Accoun Defici. JEL Classificaion: E62, F40, H62. 2

3 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Inroducion Ce papier revisie la noion des «déficis jumeaux» dans le cas d une peie économie en développemen, la Tunisie. En effe, bien que de nombreuses éudes se son inéressées à l examen des liens qui peuven exiser enre les deux déficis, budgéaire e du compe couran, aucun consensus n exise à l heure acuelle quan à la naure exace de la relaion enre les deux agrégas. De nombreuses inerrogaions son posées aussi bien par les économises que par les décideurs en maière de poliique économique. Les deux déficis sonils indépendans ou au conraire corrélés? e s ils son iner reliés, c es dans quel sens que la causalié au sens de Granger exise? A ses inerrogaions, les réponses dénombrées jusqu à présen, son muliples e parfois conradicoires 1. Ainsi, la problémaique de ce papier, consise à savoir si les deux déficis son réellemen coinégrés ou bien leur corrélaion n es qu une coïncidence saisique, e ce dans le cas pariculier de la Tunisie. L inérê poré à cee quesion, peu novarice à première vue, se jusifie pluô par ses implicaions en maière de poliique économique. En effe, la mise en évidence d une relaion de long erme enre les deux déficis signifie une reconsidéraion des poliiques commerciale e budgéaire éan donnée leur inerdépendance. Par ailleurs, la déerminaion d un sens de causalié enre les deux agrégas implique inélucablemen la redéfiniion de la relaion enre les deux déficis. Lequel des deux déficis es insrumen e lequel es objecif? A ce égard, Kasibhala, e al. [2001] noen que la mise en évidence d une relaion de causalié enre les deux déficis implique pour les décideurs en maière de poliique économique la définiion d une soluion inégrée pour maîriser le défici budgéaire. Cee approche inégrée serai vraisemblablemen plus efficace qu une approche dualise où les poliiques budgéaire e commerciale son définies séparémen avec des objecifs disincs. Ahmed e Ansari [1994] soulignen que si l hypohèse des déficis jumeaux s avère une descripion fidèle de la réalié, le gouvernemen ne peu réduire le défici du compe couran an que le défici fiscal persise. Touefois, si cee hypohèse n es pas reenue, l explicaion d un défici couran durable doi se rouver dans des faceurs comme la compéiivié inernaionale, la mobilié inernaionale de capiaux, la demande des biens d invesissemen naionaux ec. Afin d apporer quelques élémens de réponse à oues ces inerrogaions, nous nous inéressons à la relaion empirique enre les deux déficis dans le cas pariculier d une économie en développemen, la Tunisie. L invesigaion proposée, s inscri dans le cadre d une série de ess économériques 2 ayan pour objecif d examiner empiriquemen la validié de la Proposiion de l Equivalence de Ricardo (PER) par rappor à la vision convenionnelle. Les données uilisées son annuelles e couvren la période de 1972 à Voir Tableau 1 du présen papier synhéisan les principaux résulas de quelques éudes empiriques poran sur la relaion enre les deux déficis. 2 L examen du lien empirique enre les déficis budgéaire e du compe couran consiue le second es d une série de ess économériques ayan pour objecif la validaion empirique de la PER dans le cas unisien. Le premier es a éé consacré au lien empirique enre défici budgéaire e croissance économique. 3

4 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? La méhodologie adopée repose sur la Modélisaion à Correcion d Erreur (ErrorCorrecion Modeling) dans un cadre à deux puis à rois variables. Les ess de saionnarié e de coinégraion son au préalable appliqués aux différenes séries emporelles. Ensuie les liens de causalié aussi bien dans un sens (du défici budgéaire vers le défici commercial) que dans l aure (du défici commercial vers le défici budgéaire) son examinés. Enfin, des ess de robusesse des résulas son appliqués aux différenes régressions. L objecif de cee dernière éape de l analyse es en effe double. Il s agi ou d abord de surmoner la limie des séries emporelles relaivemen coures e de eser ensuie l évenualié de changemen srucurel dans les relaions de long erme. Le papier es organisé en rois secions. La première es consacrée à l exposé des fondemens héoriques de la problémaique des «déficis jumeaux» ainsi qu à la présenaion des principaux résulas empiriques en la maière. Au niveau de la deuxième secion, les données uilisées e la méhodologie économérique employée son déaillées. Enfin, la roisième secion synhéise les résulas des différenes esimaions économériques ainsi que leurs implicaions en maière de poliique économique. Secion I : Fondemens héoriques e éudes empiriques Enre la vision convenionnelle e l approche ricardienne, la naure de la relaion enre les deux déficis, budgéaire e de compe couran, rese floue. En effe, d une par, l approche convenionnelle souien l exisence d un lien direc enre les deux déficis. D aure par, la Proposiion de l Equivalence de Ricardo suppose qu un accroissemen du défici budgéaire (e noammen à ravers l augmenaion des dépenses publiques pour un niveau consan de recees fiscales e ce à ravers le recours à l endeemen), n ai pas d effe sur le compe couran. 1. L approche convenionnelle Selon l analyse macroéconomique radiionnelle 3, le fondemen héorique de la relaion enre les deux déficis es l équaion suivane : Avec CC : Le compe couran ; CC = S p I ( G T ) [I] p S : L épargne privée ; I : L invesissemen privé ; G : Les dépenses publiques ;ET : Les recees fiscales. Selon l équaion [I], le solde couran CC es direcemen lié au défici budgéaire ( G T ) défini comme éan la différence enre les dépenses publiques e les recees fiscales collecées auprès des ménages e des enreprises. Si la différence enre l épargne des ménages e l invesissemen ( S p I) es consane, ou accroissemen du défici budgéaire (e noammen une hausse des dépenses publiques à recees fiscales consanes) affece posiivemen le compe couran. 3 Les fondemens héoriques de la relaion enre les deux déficis selon l approche radiionnelle reenus dans nore papier son d inspiraion keynesienne (e aussi en enan compe des résulas du modèle MundellFleming). Ce cadre analyique es celui reenu par Vamvoukas [1997] e [1999]. En revanche, l analyse peu êre menée dans le cadre d un modèle IS/LM comme l a fai Winner [1993]. 4

5 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Néanmoins, la liéraure relaive aux «déficis jumeaux» ajoue à cee relaion mécanique découlan de l équaion [I], l effe du aux d inérê dans la prédicion de l évoluion du compe couran suie à une variaion du défici budgéaire. En effe, l accroissemen du défici budgéaire es, en règle générale, accompagné par une hausse des aux d inérê dans l économie. Dans le cadre d une économie ouvere, cee hausse des aux d inérê accroî l aracivié de l économie aux capiaux érangers. L afflux de capiaux érangers dans l économie enraîne une appréciaion de la monnaie naionale e donc un enchérissemen des imporaions e une diminuion de la valeur des exporaions. Ceci a pluô un effe négaif sur le compe couran. Au oal, l effe du défici budgéaire sur le compe couran, selon l approche convenionnelle, rese indéerminé. Néanmoins, ce effe exise. 2. La Proposiion de l Equivalence de Ricardo (PER) Par opposiion à la vision convenionnelle, la PER souien l hypohèse selon laquelle le défici budgéaire e le défici couran son indépendans l un de l aure. Sous ceraines hypohèses, e pour un niveau donné de dépenses publiques, le défici budgéaire n affece pas le compe couran. L explicaion de cee neuralié repose sur l idée suivane: Dans la mesure où oue réducion des impôs courans es nécessairemen accompagnée par un accroissemen équivalen des impôs fuurs, oue poliique fiscale (réducion des impôs courans e financemen des dépenses publiques par endeemen) semble ne pas affecer la consommaion des ménages ou l épargne naionale. En conséquence, elle es sans effe sur la producion naionale, la consommaion des ménages, les aux d inérê, la balance commerciale e le solde couran. Touefois, la PER rese pour de nombreux économises un idéal qui ne peu êre aein dans la mesure ou sa validié dépend éroiemen d un cerain nombre d hypohèses assez fores. Ces hypohèses elles que synhéisées au niveau de la liéraure 4 son au nombre de sep : [1] Les marchés de capiaux son parfais; [2] Les agens économiques e noammen les consommaeurs son raionnels e avisés; [3] Les généraions successives son liées par des liens d alruisme moivan des ransfers enre elles; [4] Le repor de la charge fiscale n a pas d effe de redisribuion enre agens économiques; [5] Les axes son collecées forfaiairemen par êe; [6] L uilisaion du défici n es pas créarice de valeur; E [7] l exisence du défici financé par l insrumen fiscal n alère pas le processus élecoral. Enre une vision radiionnelle affirmaive d un lien significaif enre les déficis budgéaire e du compe couran, e une approche ricardienne, demeuran hypohéique, bien que nian ce lien, les éudes empiriques rouven oue leur légiimié. 3. Les éudes empiriques Dans la liéraure empirique, le phénomène des «déficis jumeaux» a éé examiné aussi bien dans le cadre des pays développés qu en développemen. Néanmoins, c es le cas américain qui a accaparé la majorié des invesigaions empiriques (Haemi e Shukur [2002]; Leachman e Francis [2002]; Kasibhala e al. [2001]; Rahman e Mishra [1992]; Ziez e Pemberon [1990] e Waler e Bongsoo 4 La discussion des hypohèses de validié de la PER a fai l obje de muliples publicaions. Parmi les publicaions les plus complèes en la maière figuren celles de Bernheim [1989], e plus récemmen de Ricciui [2003]. La synhèse des condiions de validié de la PER reenue dans nore papier es celle de Bernheim [1989]. 5

6 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? [1990]). Dans l ensemble, les résulas son peu convergens. Le phénomène des «déficis jumeaux» es anô validé, anô rejeé. Les sources de divergence des résulas son nombreuses : (i) les résulas son rès sensibles à la longueur des séries emporelles; (ii) les résulas varien énormémen en foncion des variables reenues, Dans cerains cas, l inroducion d une seule variable comme le régime de aux de change peu conduire à inverser les résulas quan à la validaion ou le reje de la hèse des «déficis jumeaux»; (iii) les résulas son parfois ribuaires de la spécificaion des données reenue (données nominales ou réelles). En ravaillan sur des données rimesrielles de l économie américaine de 1975 à 1998, Haemi e Shukur [2002] validen l effe de causalié enre les deux déficis. Néanmoins, en enan compe des évenuelles changemens dans la relaion srucurelle des deux agrégas e ce, à ravers l applicaion des ess de sabilié des paramères, ils abouissen à des résulas peu convenionnels : Duran la période de 1975 à 1989, la causalié au sens de Granger joue du défici budgéaire vers le défici du compe couran alors que de 1990 jusqu à 1998, c es dans le sens opposé que la causalié a éé validée. Leachman e Francis [2002] uilisen égalemen des données rimesrielles de l économie américaine mais sur une période plus longue de 1948 à Ils ne parviennen pas à la validaion du phénomène des «déficis jumeaux» sur oue la période examinée. L explicaion avancée par les aueurs de cee variaion du résula d une sous période à l aure es relaive au régime de change. En effe, duran la période d après guerre e sous les accords de Breon Woods, le phénomène des «déficis jumeaux» n a pu êre validé. Touefois, depuis 1974 e avec l abondan du régime de change fixe, les deux déficis se son avérés coinégrés. La relaion de causalié es pluô du défici inérieur vers le défici exérieur. Les éudes empiriques s inéressan aux deux déficis dans le cas des économies développées resen peu nombreuses. Kaufmann e al. [2002] examinen la relaion empirique enre les deux déficis dans le cas de l Ausralie. Ils écaren ou effe de causalié enre les deux agrégas. Ahmed e Ansari [1994] démonren que dans le cas canadien, les deux déficis son liés mais égalemen à l écar enre épargne e invesissemen. En effe, les aueurs démonren que seuls le défici budgéaire e l écar enre épargne e invesissemen son saisiquemen significaifs dans l explicaion du défici du compe couran. Ceraines éudes adopen pluô une approche comparaive enre différens pays, développés e en développemen. Néanmoins, la majorié de ces éudes resen indécises par rappor à la naure de la relaion enre les deux agrégas (Fidrmuc, [2003] e Kouassi e al. [2004]). L examen de la relaion empirique enre les deux déficis dans le cadre des pays en développemen n échappe pas à la règle du «cas par cas» e noammen, les éudes de Kulkarni e Erickson [2001]; d Anoruo e Ramchander [1998] e d Islam [1998]. Les principaux résulas des différenes éudes auxquelles il es fai référence dans nore revue de la liéraure empirique son synhéisés dans le ableau 1. 6

7 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Tableau 1 : Principaux résulas de quelques éudes empiriques poran sur la relaion enre les deux déficis Aueurs Echanillon Période Principaux résulas Ahmed e Le Canada (DA) Le défici couran es lié au défici budgéaire Ansari [1994]. mais aussi à l écar enre épargne e invesissemen. Anoruo e Cinq pays en Des périodes Le sens de causalié validé enre les deux déficis Ramchander développemen du variables selon la es pluô du défici couran vers le défici [1998]. Sud Es asiaique 5. disponibilié de budgéaire e ce, dans le cas de quare sur cinq données 6. (DA) pays de l échanillon. E même pour le cinquième pays, à savoir la Malaisie, le phénomène des «déficis jumeaux» a éé validé. Touefois, la causalié s es avérée bidirecionnelle. Fidrmuc [2003] Une sélecion de (DA) Vérificaion du phénomène des déficis jumeaux dix pays dans cerains pays de l échanillon avec des développés, e en ransiion 7. différences noables enre la première décennie de la période éudiée e la seconde. Haemi e Les EasUnis (DT) La validaion empirique du lien de causalié enre Shukur [2002]. les deux déficis. Néanmoins, duran la période de , la causalié au sens de Granger es du défici budgéaire vers le défici du compe couran alors que de 1990 jusqu à 1998, c es dans le sens opposé que la causalié a éé validée. Islam [1998]. Le Brésil (DT) La causalié au sens de Granger enre les deux déficis es validée dans les deux sens. Kasibhala e al. [2001]. Les EasUnis (DT) Le défici budgéaire cause au sens de Granger le défici courran. Kaufmann e al. [2002]. L Ausralie (DT) Le lien empirique enre les deux déficis n a pas éé validé. Kouassi e al. Un échanillon de Des périodes Validaion du lien causal (unidirecionnel ou [2004]. ving pays don la variables selon la bidirecionnel) enre les deux déficis dans le cas moiié es en disponibilié de de cerain pays en développemen mais développemen 8. données mais globalemen les résulas se son avérés mixes : globalemen Une relaion de causalié à sens unique enre 1969 e pour Israël, jouan du défici budgéaire (DA) vers le défici couran ; Une relaion de causalié mais dans le sens inverse c'esàdire du défici couran vers le défici budgéaire dans le cas de la Corée. Une relaion d effe reour (une causalié dans les deux sens) pour la Thaïlande. L effe de causalié de long erme dans les pays développés es peu éviden. C es uniquemen dans le cas de l Ialie que la causalié a éé validée dans un seul sens du défici couran vers le défici budgéaire. 5 Les cinq pays du Sud Es asiaique reenus son : L Inde, l Indonésie, la Corée, Les Philippines e la Malaisie. 6 Les séries les plus longues son celles de l Inde e des Philippines de 1960 à L analyse économérique a poré sur les dix pays suivans : l Ausralie, l Auriche, le Canada, la Finlande, la France, les Pays Bas, l Espagne, le Mexique, la Grande Breagne e les EasUnis. 8 Les pays développés de l échanillon son : L Ausralie, l Auriche, le Canada, la France, l Ialie, les Pays Bas, la Nouvelle Zélande, la Suède, la Grande Breagne e les EasUnis. La lise des pays en développemen regroupe la Colombie, la République Dominicaine, l Inde, Israël, la Corée, la Malaisie, le Singapour, l Afrique du Sud, la Thaïlande e le Venezuela. 7

8 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Kulkarni Erickson [2001]. e Leachman e Francis [2002]. Rahman e Mishra [1992]. Le Mexique, l Inde e le Pakisan (DA) Le phénomène des «déficis jumeaux» n a pas éé validé dans le cas du Mexique. Pour l inde e le Pakisan, les deux déficis se son avérés corrélés. Touefois, alors que dans le cas de l Inde, le schéma radiionnel du défici budgéaire qui crée le défici commercial s es confirmé, pour le Pakisan, c es dans le sens opposé que la causalié enre le deux déficis, a éé validée. Les EasUnis (DT) Le phénomène des «déficis jumeaux» n a pas éé validé duran la période d après guerre e sous les accords de Breon Woods. Depuis 1974 e avec l abondan du régime de change fixe, les deux déficis se son avérés coinégrés. La relaion de causalié es pluô du défici inérieur vers le défici exérieur. Les EasUnis (DA) Les deux déficis (exprimés en niveau e en ermes nominaux) ne son pas coinégrés. Une relaion de long erme validan le phénomène des «déficis jumeaux» n a pas pu êre démonrée. Vamvoukas [1997] ;[1999]. La Grèce (DA) Validaion d un effe de causalié à sens unique du défici budgéaire vers le défici commercial. Waler e Bongsoo, [1990] Les EasUnis (DT) L hypohèse de l indépendance des deux déficis n a pas éé rejeée. Winner [1993]. L Ausralie (DA) Reje de l hypohèse de dépendance des deux déficis. Le défici budgéaire n exerce pas d effe significaif sur le défici commercial e vice versa. Ziez Pemberon [1990]. e Les EasUnis (DT) Le défici couran américain des années 1980 ne peu êre enièremen expliqué par les fondemens macroéconomiques e a foriori par le défici budgéaire. Le défici budgéaire affece le défici couran pluô par le biais des revenus e de la consommaion que via le aux d inérê e le aux de change. (DA) signifie Données Annuelles. (DT) signifie Données Trimesrielles. Secion II : Données e méhodologie Afin d examiner le lien empirique enre défici budgéaire e défici du compe couran, nous procédons en rois éapes. Tou d abord, les ess de saionnarié e de coinégraion son appliqués aux différenes séries emporelles. Ensuie les liens de causalié son examinés dans un cadre à deux puis à rois variables. Enfin, des ess de robusesse des résulas son uilisés pour valider les différens modèles empiriques. 1. Données e variables Les données uilisées son annuelles e couvren la période allan de 1972 à Les bases de données uilisées son la base de données de la Banque Mondiale, (The World Developmen Indicaors 9 Ahmed e Ansari [1994]; Kulkarni e Erickson [2001] ; Fidrmuc [2003] ; e Kouassi e al. [2004] on uilisé des séries emporelles de aille similaire à celles de nore échanillon e avec la même fréquence. Cee limie des séries emporelles relaivemen coures peu êre surmoner grâce aux ess de sensibilié des régressions à la aille. 8

9 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Daabase) e la base de données du Cenre d Eudes Prospecives e Informaions Inernaionales (CEPII) die base des Compes Harmonisés sur les Echanges e l Economie Mondiale (CHELEM). Au oal rois variables son définies pour l examen du lien causal enre défici budgéaire e défici du compe couran: B Le défici budgéaire : ; T Le défici commercial ou encore le défici couran: ; Y E le Produi Inérieur Bru (PIB) : ; B En ce qui concerne la première variable, le défici budgéaire, elle es exraie de la base de B données de la Banque Mondiale. Touefois, cee variable es obenue à ravers la ransformaion du défici budgéaire exprimé en monnaie locale aux prix courans el que calculé au niveau de la base de données 10 en un défici budgéaire aux prix consans (année de base 1990). Le déflaeur uilisé es celui du PIB. T Quan à la deuxième variable, le défici couran, elle es exraie de la base de données du CEPII. Le défici couran es exprimé au niveau de la base source en dollar américain couran. Moyennan, le aux de change nominal enre le dinar unisien e le dollar américain, le défici couran a éé converi en monnaie locale. Par la suie, le défici commercial en monnaie locale aux prix courans a éé ransformé en un défici commercial évalué en monnaie locale aux prix consans. Le déflaeur uilisé es celui du PIB (année de base 1990). Y La roisième variable reenue e qui consiue dans nore cas la variable de conrôle es le PIB,. Cee variable a éé exraie de la base de données de la Banque Mondiale. Au niveau de la source base, le PIB es exprimé en monnaie locale aux prix courans. Il a, par conséquence, éé ransformée en une variable aux prix consans à ravers l uilisaion du déflaeur du PIB (année de base 1990). Enfin, les rois variables évaluées en monnaie locale aux prix consans on éé ransformées en logarihme népérien. L évoluion de ces rois variables PIB es représenée au niveau des graphiques annexés à ce documen (graphiques de 1 à 4). 2. Méhodologie Pour l examen des liens de causalié enre les deux déficis, nous adopons la méhodologie uilisée par Vamvoukas [1999]. Le fondemen héorique de l approche a éé développé par Engle e Granger [1987]. 10 La variable défici budgéaire elle que définie au niveau de la base de données de la Banque Mondiale es la différence enre d une par les revenus courans, en capial e des dons officiels e d aure par, le oal des dépenses e de prê diminué des remboursemens. Les données ne concernen que l adminisraion cenrale e son exprimées en monnaie locale aux prix courans. Les sources de données, aux quelles il es fai appel, son au nombre de deux (i) La base des données du Fonds Monéaire Inernaional e (ii) Les données du Minisère des finances unisien. 9

10 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? En effe, dans un sysème coinégré de deux séries emporelles exprimé par un Modèle à Correcion d Erreur (MCE), la causalié doi exiser au moins dans un seul sens. Si représenaion MCE se présene sous la forme suivane : n B = a + a E + a (1 L) B + a (1 L) T + u [1] E T = b i i 3i i i= 1 i= 1 + b C + n b (1 L) B n (1 L) T + ε [2] i i 3i i i= 1 i= 1 Avec L, l opéraeur de reard ;, l opéraeur de différence ; 1 u e ε son des bruis blancs. + n b B e T son coinégrés, une E e C 1 son des ermes d erreurs e E Le erme 1 représene la valeur des résidus de la régression de B par rappor à T reardée d une période, calculée selon la méhode des Moindres Carrés Ordinaire (MCO). C Le erme 1 représene la valeur des résidus de la régression de T par rappor à B reardée e calculée aussi selon la méhode des Moindres Carrés Ordinaire (MCO). B Dans les équaions [1] e [2], i T, i u, e ε son saionnaires ce qui implique que le rese des membres le son aussi. Avec la formulaion du Modèle à Correcion d Erreur dans [1] e [2], on a : B ne cause pas au sens de Granger T T ne cause pas au sens de Granger B si les paramères a = 0 1 a e 3 i = 0 si les paramères b = 0 1 eb 0. 3 i = Touefois, il es possible que la relaion de causalié enre les deux variables ; De même, B e T soi due à une roisième variable. Cee possibilié es généralemen explorée dans un cadre d analyse di rivarié. Dans nore cas, la roisième variable inroduie dans l examen du lien causal enre défici budgéaire e défici commercial es le Produi Inérieur Bru. Ainsi, les régressions de coinégraion son spécifiés comme sui : B = k + k T + k Y + E [3] T [4] E = λ0 + λ1b + λ2y + C. k Avec 0, k1, k2, λ0, λ1eλ2 son les coefficiens respecifs des régressions B e T, Y le PIB réel e E e C les ermes d erreurs. Néanmoins, avan l éude de la coinégraion, chacune des séries emporelles doi faire l obje d un examen de saionnarié puisqu une condiion nécessaire de coinégraion es que les séries doiven êre B inégrées de même ordre. Si les combinaisons linéaires k0 k1t k2y = E e 10

11 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? T λ0 λ1b λ2y = C son oues les deux coinégrées d ordre zéro I (0) alors êre générés par la représenaion MCE suivane : n n B e T peuven B = a + a E + a (1 L) B + a (1 L) T + a (1 L) Y + u [5] E i i 3i i 4i i i= 1 i= 1 i= 1 n T = b + b C + n b (1 L) B + n b (1 L) T (1 L) Y + ε [6] i i 3i i 4i i i= 1 i= 1 i= 1 + n b E Avec ; 1 e C 1 son les valeurs reardées des résidus des équaions [3] e [4]. Les équaions [5] e [6] formen un veceur auorégressif rivarié en différences premières augmenés E des ermes d erreur 1 e C 1 indiquan que le MCE e la coinégraion consiuen deux formulaions équivalenes. Ainsi avec les formulaions [5] e [6] a = 0 1 paramères paramères b = 0 1, e a 3 i = 0 b2 i = 0 e e a 4 i = 0 b4 i = 0. T. De même, B ne cause pas au sens de Granger T si ous les ne cause pas au sens de Granger B si les Secion III : Esimaions e résulas économériques 1. Tess de la racine uniaire La première éape de l analyse consise à examiner la saionnarié des séries emporelles. Les ess de Dickey Fuller 11 son appliqués aux séries brues e aux séries en différences premières. Pour les séries brues, c es pluô le es DFA qui a éé appliqué puisque l examen des corrélogrammes (auocorrélaion simple e auocorrélaion parielle) me en évidence l exisence de cerains reards significaivemen différens de zéro. Pour les séries en différences premières, le es de DF simple a éé reenu puisque aucun reard n es significaivemen différen de zéro. Les rois modèles de base servan à la consrucion des ess DFA son alors esimés par la méhode 1 des Moindres Carrés Ordinaire (MCO) sous l hypohèse alernaive φ p 1 : p x + j= 2 = ϕ x 1 φ j x j 1 + ε [1] ; p x + j= 2 = ϕ x 1 φ j x j 1 + c + ε [2] ; p x j + j= 2 Avec = ϕ x 1 φ x j 1 + c + b + ε [3]. ε i. i. d. 11 Les ess Dickey Fuller simple [1979] ou Dickey Fuller Augmenés [1981]noés respecivemen (DF) e (DFA). 11

12 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? 0 : φ1 = Pour les séries en différences premières, si l hypohèse es reenue dans l un des rois modèles servan à la consrucion des ess DF simple, le processus es alors non saionnaire. Les rois modèles s écriven ainsi : x = φ + ε [1] ; 1x 1 x = φ + β + ε [2] ; 1x 1 x = φ x + b + c + ε [3]. 1 1 Les ess de la racine uniaire on éé réalisés sous les rois spécificaions possibles du modèle, avec consane, avec consane e endance, e sans consane, ni endance. Les résulas des ess DFA démonren que les rois séries emporelles ne son pas saionnaires en niveau. Néanmoins, les ess de DF simple appliqués aux différences premières rejeen l hypohèse nulle de la racine uniaire pour un seuil de confiance de 1% dans la majorié des cas (un seul cas pour le seuil de confiance de 5%). Ean données que les différences premières son saionnaires, les rois variables son alors inégrées du même ordre (I(1)). Par ailleurs, les ess de Philips e Perron (PP) 12 on éé menés avec une valeur de Troncaure de NeweyWes de 3. Les résulas confirmen ceux des ess DF e DFA. Les séries brues son affecées d une racine uniaire alors que les séries en différences premières son saionnaires. Le déail des ess de la racine uniaire es consigné au niveau des ableaux de 2 à 4. Tableau 2 : Déerminaion de l ordre de reard pour les ess DF e DFA Séries Ordre du reard significaivemen différen de zéro (Analyse des corrélogrammes : Auocorrélaion simple) Série brue Série en différences premières Y p = 5(C simple), p = 1(C pariel) p = 0 B p = 1 p = 0 T p = 2(C simple), p = 1(C pariel) p = 0 Nombre de reard oal inclus : 15. Les ess de DF e DFA son réalisés sur les séries brues e les séries en différences premières. Dans les deux cas, le nombre de reard reenu es déerminé grâce à l analyse des foncions d auo corrélaion. Tableau 3 : Résulas des ess de la racine uniaires (Tess DF e ADF) a. Tess en niveau Type de modèle Avec consane Avec consane e endance Sans consane, ni endance Y 1,292(n.s) 2,789(n.s) 5,510(n.s) B 2,740 (10%) 2,566(n.s) 0,646(n.s) T 1,993(n.s) 2,679(n.s) 1,132(n.s) (n.s) signifie non significaif. Les valeurs criiques pour le reje de l hypohèse nulle de la racine uniaire son celles de Mac Kinnon [1991]. H 1 12 Pour plus de déails concernan le es de Phillips e Perron [1988], voir Bourbonnais [2003], pp

13 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? b. Tess en différences premières Type de modèle Avec consane Avec consane e endance Sans consane, ni endance Y 6,310 (1%) 6,366 (1%) 2,000 (5%) B 7,267 (1%) 7,265 (1%) 7,295 (1%) T 7,011 (1%) 6,928 (1%) 6,859 (1%) Les valeurs criiques pour le reje de l hypohèse nulle de la racine uniaire son celles de Mac Kinnon [1991]. Tableau 4 : Résulas des ess de la racine uniaire (Tess PP) a. Tess en niveau Type de modèle Avec consane Avec consane e endance Sans consane, ni endance Y 0,491(n.s) 2,011(n.s) 10,271(n.s) B 3,280 (5%) 3,163(n.s) 0,979(n.s) T 2,168(n.s) 3,186(n.s) 1,390(n.s) (n.s) signifie non significaif. Les valeurs criiques pour le reje de l hypohèse nulle de la racine uniaire son celles de Mac Kinnon [1991]. b. Tess en différences premières Type de modèle Avec consane Avec consane e endance Sans consane, ni endance Y 6,235 (1%) 6,336 (1%) 1,811 (10%) B 8,365 (1%) 9,245 (1%) 8,239 (1%) T 7,538 (1%) 7,616 (1%) 7,059(1%) Les valeurs criiques pour le reje de l hypohèse nulle de la racine uniaire son celles de Mac Kinnon [1991]. 2 / 9 Le nombre de reard reenu/troncaure de NeweyWes : l 4( N /100) 3 avec N : le nombre d observaions. 2. Tess de coinégraion Ean donnés que les résulas des ess de la racine uniaire on démonré que les rois variables son saionnaires en différences premières, les ess de coinégraion de Johansen [1988] son appliqués. L hypohèse nulle esée es celle de l exisence de r veceurs de coinégraion enre le sysème de variables (B, T) d une par e le sysème (B, T, Y) d aure par. Les conséquences de l exisence de plus d une relaion de coinégraion de long erme pour un ensemble de variables son significaives e noammen en maière de poliique économique. En effe, dans ce cas, les décideurs en maière de poliique économique doiven définir une seule variable objecif e essayen en conséquence de sabiliser les niveaux de long erme de oues les aures variables (Vamvoukas [1997]). Touefois, puisque la coinégraion es rès sensible à l ordre de reard reenu, les crières d informaion d Akaike (AIC) e de Schwarz (SC) son calculés au préalable. Nous limions le calcul des crières d informaion à des reards allan de 1 à 3. Nous opons pour un reard maximal d ordre 3 pour diverses raisons. En effe, d emblé, nous écarons l opion de la durée de cycle poliique (Giorgioni e Holden [2003]), comme indicaeur de l ordre de reard maximal éan son inadapabilié au conexe unisien. Ensuie, bien que nous admeons qu un 13

14 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? ordre de reard maximal opimal dans le cas de la Tunisie es vraisemblablemen 5 puisque les auoriés adopen des plans quinquennaux s apparenan à des cycles économiques, nous nous résignons à la conraine echnique du nombre d observaions relaivemen rédui. En conséquence, nous choisissons un reard maximal de 3. a. Calcul des crières de AIC e SC Pour déerminer le nombre de reards à reenir pour l applicaion du es de Johansen[1988], deux crières d informaion son calculés. [1] Crière d Akaike (AIC) : il s agi de reenir le nombre de reard h qui minimise la foncion SCRh 2h AIC( h) = Ln( ) + d Akaike : n n SCR avec h es la somme des carrés des résidus pour le modèle à h reards, n le nombre d observaions disponibles e ln le Logarihme népérien. [2] Crière de Schwarz (SC) : il s agi de reenir le nombre de reard h qui minimise la foncion de SCRh hln( n) SC( h) = Ln( ) + Schwarz : n n SCR avec h es la somme des carrés des résidus pour le modèle à h reards, n le nombre d observaions disponibles e ln le Logarihme népérien. Les déails pour la de déerminaion de l ordre de reards son synhéisés au niveau du ableau 5. Tableau 5 : Calcul des crières AIC e SC p =1 p =2 p =3 AIC SC AIC SC AIC SC Y 4,265 4,177 4,384 4,240 4,272 4,078 (Min) (Min) B 1,865 1,960 1,910 2,054 1,850 2,044 (Min) (Min) T 0,760 0,855 0,766 0,940 0,178 (Min) 0,015 (Min) Dans nore cas, la procédure de minimisaion des crières d informaion es indécise. Les résulas de minimisaion des crières d AIC e de SC son peu cohérens. Pour déerminer l ordre de reard à reenir, nous nous référons à la probabilié criique du coefficien de la variable X(p) avec X = Y, B, T p =1,2,3. En effe, pour chaque variable à expliquer X, rois modèles à reards échelonnés son esimés e ce pour des niveaux de reards croissans allan de 1 à 3. A chaque fois, seule l hypohèse de la nullié du coefficien de la variable associée au niveau de reard le plus élevé, nous inéresse. Ainsi, nous reporons au niveau du ableau 6, les probabiliés criiques des variables don l ordre de reard es le plus élevé. La comparaison de ces probabiliés avec le seuil de confiance reenu soi dans nore cas 5%, nous perme de décider de l ordre de reard opimal à reenir pour chacune des variables. Tableau 6 : Déerminaion de la probabilié criique du coefficien de la variable X(p) p =1 p =2 p =3 Y B T Les résulas des probabiliés criiques associées aux variables don l ordre de reard es le plus élevé conduisen à privilégier pour les rois variables des modèles à un seul reard. e 14

15 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? Néanmoins, dans la suie de l analyse, e par souci d exhausivié, nous reenons deux ordres de reards différens pour l ensemble des modèles. En effe, puisque la procédure d opimisaion des crières d informaion es peu affirmaive, nous choisissons p=1 e p=3. b. Tess de Johansen 13 Le es de coinégraion de Johansen, [1988], es effecué sur le sysème à deux variables (B, T) d une par e à rois variables (B, T, Y) d aure par. Par soucis d exhausivié, le es de Johansen es appliqué dans un premier emps sous ses cinq spécificaions. (1) Cas 1 : p=1 Tableau 7 : Résulas des Tess de Johansen (B, T) (B, T, Y) Absence de endance linéaire dans les données H1 : H2 Aucune relaion de coinégraion Aucune relaion de coinégraion Trois relaions de coinégraion Une relaion de coinégraions Présence de endance linéaire dans les données H3 H4 Aucune relaion de coinégraion Aucune relaion de coinégraion Aucune relaion de coinégraion Aucune relaion de coinégraion Présence d une endance quadraique H5 Deux relaions de coinégraion Aucune relaion de coinégraion dans les données Les résulas synhéisés au niveau de ce ableau son ceux du LR Tes (Likelihood Raio Tes) au seuil de confiance de 5%. L ordre de reard dans le modèle VAR es (1 1) puisque par consrucion le es de coinégraion es appliqué en différences premières. H1 : Absence d une endance linéaire dans les séries e d une consane dans les relaions de coinégraion. H2 : Absence d une endance linéaire dans les séries mais présence d une consane dans les relaions de coinégraion. H3 : Présence d une endance linéaire dans les séries e d une consane dans les relaions de coinégraion. H4 : Présence d une endance linéaire dans les séries e dans les relaions de coinégraion. H5 : Présence d une endance quadraique dans les séries e d une endance linéaire dans les relaions de coinégraion. Pour un ordre de reard égal à un, les résulas des ess de Johansen rejeen la coinégraion au niveau du sysème à deux variables, en absence e en présence de endance linéaire dans les données (soi sous les hypohèses de H1 à H4). Par conre, au niveau du sysème à rois variables, la coinégraion n a éé validée qu en absence de endance linéaire dans les données. En effe, sous H1, seule hypohèse qui sera reenue dans la suie de l analyse, rois relaions de coinégraion on éé démonrées. Le ableau 8 déaille les résulas des ess de coinégraion sous l hypohèse H1 aussi bien pour le sysème à deux qu à rois variables. Tableau 8:Tess de coinégraion (Sous l hypohèse H1) a. L approche à deux variables Valeur propre LR Seuil criique à Seuil criique à Hypohèse % *(**) reje de l hypohèse nulle au seuil de confiance de 5%(10%). Ordre de reard :(1 1). Les ess LR n indiquen aucune relaion de coinégraion au seuil de confiance de 5%. 1% nulle Aucune Au plus 1* 13Les ess de Johansen son déaillés dans Bourbonnais [2003], pp

16 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? b. L approche à rois variables Valeur propre LR Seuil criique à 5% Seuil criique à 1% *(**) reje de l hypohèse nulle au seuil de confiance de 5%(10%). Ordre de reard :(1 1). Les ess LR indiquen rois relaions de coinégraion au seuil de confiance de 5%. (1) Cas 2 : p=3 Hypohèse nulle Aucune** Au plus 1** Au plus 2** Les résulas des ess de Johansen éan donné un ordre de reard égal à rois, ne validen pas la coinégraion dans ous les cas de figures. En effe, selon l approche à deux variables, la coinégraion n a pu êre démonré en absence de endance linéaire dans les données. Touefois, dans le sysème ri varié, les variables s avèren coinégrés sous les cinq hypohèses reenues. Tableau 9 : Résulas des Tess de Johansen (B, T) (B, T, Y) Absence de endance linéaire dans les données H1 : H2 Aucune relaion de coinégraion Aucune relaion de coinégraion Deux relaions de coinégraion Trois relaions de coinégraions Présence de endance linéaire dans les données H3 H4 Une relaion de coinégraion Une relaion de coinégraion Deux relaions de coinégraion Deux relaions de coinégraion Présence d une endance quadraique H5 Une relaion de coinégraion Trois relaions de coinégraion dans les données Les résulas synhéisés au niveau de ce ableau son ceux du LR Tes (Likelihood Raio Tes) au seuil de confiance de 5%. L ordre de reard (1 3) Seule l hypohèse H1 14 es reenue pour l esimaion des modèles MCE. En conséquence, le es de Johansen éan cee spécificaion es déaillé dans le ableau 10. Selon l approche à deux variables, les ess LR rejeen oue relaion de coinégraion enre les variables au seuil de confiance de 5%. Concernan l analyse à rois variables, l hypohèse de deux relaions de coinégraion es validée au même seuil de confiance. Tableau 10:Tess de coinégraion (Sous l hypohèse H1) a. L approche à deux variables Valeur propre LR Seuil criique à Seuil criique à Hypohèse % *(**) reje de l hypohèse nulle au seuil de confiance de 5%(10%). Ordre de reard :1 3. Les ess LR n indiquen aucune relaion de coinégraion au seuil de confiance de 5%. 1% nulle Aucune Au plus 1 14 Le choix de l hypohèse H1 pour l examen de la coinégraion a éé édicé par l analyse graphique des rois séries emporelles. Le graphique 5 annexé au présen papier me en évidence l absence d une endance linéaire dans les données. 16

17 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? b. L approche à rois variables Valeur propre LR Seuil criique à 5% Seuil criique à 1% Hypohèse nulle Aucune** Au plus 1* Au plus 2 *(**) reje de l hypohèse nulle au seuil de confiance de 5%(10%). Ordre de reard :1 3. Les ess LR indiquen deux relaions de coinégraion au seuil de confiance de 5%. c. Examen de la causalié L éape suivane de l analyse consise à invesiguer le lien causal qui exise enre les variables B e T par l uilisaion d un Modèle à Correcion d Erreur. Pour le niveau de reard égal à un, Les ess de Johansen on rejeé la coinégraion au niveau de l approche à deux variables e ce sous l hypohèse H1. En conséquence, seule l approche non resreine (unresriced approach) es validée dans ce cas. Alors que dans le cadre à rois variables, les ess de coinégraion on mis en évidence l exisence de rois relaions de coinégraions sous H1. Ainsi, les modèles seron esimés selon les deux approches, resreine (resriced approach) e non resreine (unresriced approach). De même, e en ce qui concerne l opion d un reard de niveau rois, la coinégraion n a pas éé validée dans le cadre à deux variables mais elle l a éé selon l approche à rois variables. De ce fai, les deux approches, resreine e non resreine, son envisageables dans le cadre rivarié alors qu uniquemen, l approche non resreine es possible dans le cadre à deux variables. E Les variables 1 C e 1 reflèen selon les spécificaions des modèles reenues ([1], [2], [5] e [6]), les effes de long erme. Elles son censées donner une idée sur la manière avec laquelle la variable dépendane s ajuse pour répondre à ou déséquilibre. Ainsi, les coefficiens a ;b 1 1 associés à ces ermes d erreurs dans les équaions [1] e [2] au niveau de l analyse bi variée e [5] e [6] au niveau de l analyse à rois variables doiven êre significaifs e de signe négaif. Les coefficiens respecifs des variables ( B, T e Y) reenues pour un ordre de reard de 1 ou varian de 1 à 3 consiuen des paramères de cour erme permean de déerminer l impac immédia des variables explicaives sur les variables dépendanes ( B e T). 3. Résulas économériques 3.1. Pour p=1 Comme nous l avons souligné précédemmen, seule l approche VAR sous sa forme non resreine es reenue pour l examen des liens de causalié enre les deux déficis. En effe, pour p égal à un, les variables ne son pas coinégrées dans le conexe à deux variables. Par conre, au niveau du sysème à rois variables, e sous l hypohèse H1, les variables son coinégrées. Ceci, nous mène à explorer aussi bien l approche resreine que non resreine dans ce second cas. a. L approche bivariée Les résulas des analyses de causalié dans le cadre à deux variables e pour un ordre de reard d une seule période rejeen ou lien causal enre les deux déficis dans les deux sens. En effe, d une par, la variable B (1) ne s es pas avérée significaivemen différene de zéro dans la régression T, ce qui 17

18 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? signifie le reje de l effe de causalié allan du défici budgéaire vers le défici du compe couran. D aure par, la nullié du coefficien de la variable T (1) dans l équaion B implique la non validaion de l hypohèse d une relaion causale du défici exérieur vers le défici inérieur avec un reard d une période. En conséquence, selon l approche à deux variables, c es pluô la Proposiion de l Equivalence de Ricardo qui es validée au dérimen de l approche convenionnelle. Les deux déficis son indépendans dans le cas unisien. Néanmoins, alors que le reje de la causalié du défici du compe couran vers le défici budgéaire es affirmaif, l hypohèse de la causalié dans le sens opposé, ne peu êre définiivemen écarée en se référan uniquemen aux résulas du ableau 11. Ceci s explique en effe par : (i) Le coefficien de déerminaion de la régression T (19%) es assez faible par rappor à celui de la régression B (37%). (ii) Seule la significaivié globale de la régression B mesurée par la Fsaisic es assez bonne. Alors que celleci es validée pour un seuil de confiance de 5%, la régression T ne l es pas. (iii) Comme nous l avons souligné précédemmen, la validié des différenes représenaions es subordonnée à la condiion de ermes d erreurs associés significaivemen négaifs. Ean donné que seul E le erme 1 saisfai cee condiion au seuil de confiance de 5%, la régression T ne peu êre validée. En définiive, par référence à la régression B dans le cadre à deux variable e pour un reard de l ordre de un, l effe de causalié du défici commercial vers le défici budgéaire es définiivemen écaré dans le cas unisien. L exisence d un lien causal de sens opposé n a pas éé démonrée mais n a pas éé, non plus, écarée. Ce lien peu exiser mais via une roisième variable d où l inérê de l analyse dans un cadre à rois variables. Tableau 11: Résulas des régressions dans le cadre à deux variables Approche non resreine Variables B T B (1) T (1) C E1 C1 (0.403) (0.267) (0.898) 0.692** (2.778) (1.017) (0.668) (1.120) R 2 SCR ESR DW F saisic Prob(Fsaisique) (1.546) NB : Les valeurs enre parenhèses corresponden aux saisiques. Dans nore cas, pour un nombre d observaions n=28 e un seuil de confiance de 0,05, l hypohèse de la nullié des coefficiens es rejeée pour des 18

19 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? saisiques supérieurs en valeur absolue à 2,048. Cee valeur des saisiques es égal à pour un seuil de confiance de 10%. ** (*) Les coefficiens significaivemen différens de zéro au seuil de confiance de 5% (10%). Les coefficiens des variables significaives ainsi que leur saisiques son en gras. R 2 : Coefficien de déerminaion ; SCR : Somme des carrés des Résidus ; ESR : (Erreurs Sandards de la Régression); DW : (DurbinWason Saisique). Dans ce cas pariculier où les variables se son avérées non coinégrées sous l hypohèse H1, seule l approche non resreine peu êre appliquée. b. L approche rivariée Les résulas des analyses de causalié dans le cadre à rois variables confirmen ceux de l analyse à deux variables. Le phénomène des «déficis jumeaux» n a pas pu êre validé dans le cas unisien. Aucune relaion de causalié enre les déficis budgéaire e du compe couran n a éé démonrée. Touefois, par comparaison au cadre à deux variables, nous soulignons : (1) Au niveau de l approche non resreine: (i) Tou d abord, l inroducion de la variable de conrôle a permis de remédier aux insuffisances de l approche à deux variables en ce qui concerne la régression T. Alors que l analyse à deux variables s es avérée indécise quan au reje ou à l accepaion de l hypohèse d une relaion de causalié allan du défici budgéaire vers le défici commercial, l analyse avec une variable de conrôle parvien à écarer définiivemen ce lien causal. En effe, l inroducion de la variable Y (1) dans la régression T a d une par amélioré le pouvoir explicaif de cee dernière puisque le R 2 e le Fsaisique on neemen augmené. Elle a, d aure par, validé la représenaion VAR reenue puisque avec l analyse à rois C variables, le erme d erreurs 1 redevien conforme de poin de vue significaivié e de signe aux prévisions. Ce erme es significaivemen négaif au seuil de confiance de 5%. (ii) Ensuie, l analyse à rois variable me en évidence une relaion de causalié significaive e de signe posiif enre la croissance économique e le défici du compe couran avec un reard d ordre un. En effe, le coefficien associé à la variable Y (1) es significaivemen non nul dans la régression T au seuil de confiance de 5%. Ainsi, le supplémen de richesse créé dans l économie à la période () affece posiivemen le défici couran de la période (+1) e donc creuse davanage l écar enre imporaions e exporaions de biens e services. Ce phénomène s explique dans le cadre d une peie économie en développemen comme la Tunisie de deux manières différenes. D une par, la variaion posiive de la croissance économique même si elle condui à un accroissemen des exporaions, elle augmene plus que proporionnellemen les imporaions puisque l effe global sur le défici commercial es posiif. En effe, un accroissemen du revenu disponible, semble enraîner un accroissemen plus que proporionnel de la demande via sa composane demande d imporaion. D aure par, éan donnée l imporance de la par relaive des imporaions de biens d invesissemen dans le oal des imporaions unisiennes, le supplémen de richesse créé e alloué aux imporaions es vraisemblablemen consacré à des fins d invesissemen plus que de consommaion. Donc, l accroissemen de richesse dans le cas unisien conribue à la consolidaion de l appareil producif noammen lors de la phase de modernisaion de l économie. (iii) Enfin, les résulas des analyses de causalié dans le cadre à rois variables rejoignen ceux du cadre bivarié. La hèse des «déficis jumeaux» n a pu êre validée dans le cas unisien. 19

20 Les deux déficis, budgéaire e du compe couran, sonils jumeaux? (2) Au niveau de l approche resreine Les résulas de l approche resreine convergen vers ceux de l approche non resreine. En effe, aucun lien de causalié significaif enre le défici budgéaire e du compe couran n a éé démonré, Touefois, nous noons que : (i) Selon l approche resreine, la régression B s es avérée globalemen peu saisfaisane ce qui E valide davanage, l approche non resreine. En effe, sous H1, le erme d erreurs 1 n es pas significaif au seuil de confiance de 5% bien qu il es négaif. (ii) Les résulas de la régression T meen en avan le lien de causalié allan de la croissance économique vers le défici du compe couran déjà souligné au niveau de l approche non resreine. (iii) Les résulas des deux approches resreine e non resreine son rès proches en ce qui concerne la régression T ce qui valide les deux représenaions. Le ableau 12 synhéise les résulas des différenes régressions dans le cadre à rois variables e pour un ordre de reard d une période. Tableau 12: Résulas des régressions dans le cadre à rois variables Approche non resreine Approche resreine (Sous H1) Variables B T B T B(1) (0.338) (0.806) (0.368) (0.268) T(1) (0.416) (0.547) (0.228) (0.344) Y(1) ** ** (0.372) (2.781) (0.163) (2.621) C (Consane) * (0.151) (1.766) E ** (2.771) (0.722) C11 Eq. Coinégraion1 Eq. Coinégraion2 R 2 SCR ESR DW FSaisic P(FSaisic) ** (3.033) (0.164) (0.305) ** (2.248) (0.087) (1.553) NB : Les valeurs enre parenhèses corresponden respecivemen aux saisiques. Dans nore cas pour un nombre d observaions n=28 e un seuil de confiance de 0,05, l hypohèse de la nullié des coefficiens es rejeée pour des saisiques supérieurs en valeur absolue à 2,048. Cee valeur des saisiques es égal à pour un seuil de confiance de 10%. 20

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