Relations dynamiques entre politique macro-économique et secteur agricole en Tunisie : Une approche de cointégration

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1 Relaions dynamiques enre poliique macro-économique e seceur agricole en Tunisie : Une approche de coinégraion Chebbi H.E., Gil J.M. in Laajimi A. (ed.), Arfa L. (ed.). Le fuur des échanges agro-alimenaires dans le bassin médierranéen : Les enjeux de la mondialisaion e les défis de la compéiivié Zaragoza : CIHEAM Cahiers Opions Médierranéennes; n pages 67-8 Aricle available on line / Aricle disponible en ligne à l adresse : hp://om.ciheam.org/aricle.php?idpdf= To cie his aricle / Pour cier ce aricle Chebbi H.E., Gil J.M. Relaions dynamiques enre poliique macro-économique e seceur agricole en Tunisie : Une approche de coinégraion. In : Laajimi A. (ed.), Arfa L. (ed.). Le fuur des échanges agro-alimenaires dans le bassin médierranéen : Les enjeux de la mondialisaion e les défis de la compéiivié. Zaragoza : CIHEAM, 2. p (Cahiers Opions Médierranéennes; n. 57) hp:// hp://om.ciheam.org/

2 Relaions dynamiques enre poliique macro-économique e seceur agricole en Tunisie : Une approche de coinégraion H.E. Chebbi e J.M. Gil Unidad de Economía Agraria, Servicio de Invesigación Agroalimenaria, Dipuación General de Aragón, Aparado 727, 58 Zaragoza, Espagne RESUME L'objecif de ce aricle consise à analyser les relaions dynamiques exisan enre ceraines variables de la poliique macro-économique e d'aures caracérisiques du seceur agro-alimenaire en Tunisie. L'évaluaion de ces ineracions a permis de conclure que les effes muliplicaeurs de la poliique macroéconomique unisienne (offre monéaire e aux de change) sur le seceur agricole (producivié, prix reçus par les agriculeurs e exporaions agro-alimenaires) son assez limiés. La réponse des exporaions agro-alimenaires unisiennes à une dévaluaion du dinar unisien s'es avérée limiée e ransioire. Ceci es dû au coningenemen e à la concenraion des exporaions unisiennes vers l'ue. Mos-clés : Seceur agricole, poliique macro-économique, Tunisie, coinégraion. SUMMARY "Dynamic relaionships beween macroeconomic policies and he agriculural secor in Tunisia: A coinegraion approach". The objecive of his paper is o analyse he exising relaionships beween he Tunisian macroeconomic policy and he agriculural secor. The mehodology used is based on he mulivariae coinegraion approach. Resuls indicae ha moneary policy has a very limied impac on agriculural variables (prices and expors). On he oher hand, he response of Tunisian agro-food expors o a shock on he exchange rae is very shor in naure as mos expors are sen o he EU and are limied by negoiaed quoas. Key words: Agriculural secor, macroeconomic policy, Tunisia, coinegraion. Inroducion Nous pouvons dire que l'économie unisienne es de plus en plus diversifiée avec une base indusrielle en croissance coninue e un imporan niveau d'exporaion. La Tunisie a enamé depuis 987 un vase programme de réformes économiques visan la réhabiliaion des mécanismes de marché e l'ouverure accrue de son économie sur l'exérieur. Ces réformes qui on concerné différens domaines els que le cadre réglemenaire, la fiscalié, les prix, le commerce exérieur, l'invesissemen, le sysème bancaire e financier on permis de changer le paysage économique du pays e de réaliser des résulas encourageans an au plan quaniaif que qualiaif. Le principal défi des années à venir consise à engager l'économie unisienne sur un senier de croissance plus rapide e durable dans un conexe de mondialisaion du commerce. D'ailleurs, la Tunisie, déjà membre de l'organisaion Mondiale du Commerce (OMC), a signé depuis juille 995 un accord de parenaria avec l'union Européenne prévoyan l'éablissemen progressif (sur 2 ans) d'une zone de libre échange, raduisan ainsi sa voloné de s'inscrire dans la dynamique de l'économie mondiale e, par conséquen, de mieux s'inégrer au conexe inernaional. Les produis agricoles pour lesquels il es convenu d'enamer des négociaions à parir de l'an 2, ne son pas concernés dans une première phase par cee zone de libre échange. Ils bénéficien d'un raiemen spécial sur une période de 5 années (996-2) dans lequel le régime préféreniel accordé à ces produis depuis 987 sera mainenu. La déerminaion des effes de la libéralisaion des échanges commerciaux sur le seceur agricole e le commerce agro-alimenaire unisien es difficile encore à quanifier e enre direcemen dans le déba largemen ouver sur les effes de la mondialisaion du commerce agricole. Cee éude s'aache à apprécier un aspec pariculier e imporan du seceur agricole en Tunisie. Nore objecif es d'analyser les relaions dynamiques qui peuven exiser enre la poliique macroéconomique e le seceur agricole e les effes des variables macro-économiques sur la compéiivié 67

3 du commerce agro-alimenaire unisien. Le concep global de la compéiivié du commerce agroalimenaire emballe ou un complexe d'inerconnexions enre l'agriculure e l'ensemble de l'économie. Le seceur agro-alimenaire unisien Le seceur agro-alimenaire es d'une grande imporance dans l'économie unisienne. Il assure enre 2% e 5% du Produi Inérieur Bru unisien e bénéficie d'une grande posiion exporarice. La paricipaion du seceur de l'agro-alimenaire unisien a représené en 998, 9,6% de la valeur des exporaions oales du pays avec un volume de 627 millions de dinars (Tableau ). Cee paricipaion dépend, en grande mesure, des condiions climaiques e des résulas des différens seceurs liés à l'agriculure. Tableau. Par du seceur agro-alimenaire unisien dans les exporaions oales (millions de dinars) Valeur % Valeur % Valeur % Exporaions oales de la Tunisie 5372,, 647,9, 658,3, Agriculure, pêche e indusries agro-alimenaires 44,8 7,5 68,7, 627, 9,6 Agriculure e pêche 69,9 3, 8,4 3, 22,4 3,4 Indusries agro-alimenaires 234,9 4,4 5,3 8, 46,6 6,2 La srucure des exporaions agro-alimenaires unisiennes duran les années 99 s'es mainenue assez invariable e s'aricule auour quelques exporaions (Chebbi, 997). L'huile d'olive es le principal produi exporé par la Tunisie. Les produis de la mer viennen au deuxième rang, représenan 2% du oal des exporaions agro-alimenaires unisiennes. Les fruis viennen en 3ème place en maière d'exporaions des produis agricoles. Ces exporaions se concenren sur le marché de l'union Européenne, qui absorbe 85% des desinaions unisiennes. Les exporaions agro-alimenaires son oujours ribuaires du marché européen qui consiue son principal débouché. Cee siuaion résule des accords préféreniels e ceux d'associaion don bénéficie la Tunisie. Les prix élevés du marché européen ne poussen pas au développemen de sraégies de diversificaion des débouchés de la producion unisienne. L'agriculure unisienne me en œuvre plusieurs insrumens de régulaion lesquels fon appel à cinq mécanismes de poliique économique : (i) le développemen des infrasrucures agricoles e l'encouragemen à l'invesissemen privé ; (ii) la mobilisaion e la proecion des ressources naurelles ; (iii) la formaion des agriculeurs e la diffusion des nouvelles echniques ; (iv) le conrôle des prix des produis, des inrans agricoles e des prix à la consommaion 2 ; e (v) la proecion du marché inérieur vis-à-vis des concurrens érangers. Analyse empirique Pour l'analyse des relaions enre la poliique macro-économique e le seceur agricole, nous avons considéré les caracérisiques propres du sysème agricole e alimenaire e ceraines variables d'envergure de la poliique macro-économique en Tunisie. Les séries reenues pour nore éude concernen cinq variables annuelles sélecionnées en foncion de leurs caracérisiques sur une période allan de 962 à 994 : la valeur des exporaions agro-alimenaires unisiennes (VEXP) ; Au sein de ce chapire, les daes représenen le produi sar des exporaions unisiennes. En 998, ces exporaions on représené,2% du oal des exporaions agricoles e plus de 85% du oal des fruis. 2 Le seceur de l'agriculure e de la pêche connaî deux ypes de réglemenaion des prix : le conrôle de quelques prix à la producion e le conrôle des prix de cerains inrans uilisés par la branche agricole. 68

4 l'indice des prix à la producion (IPP) ; l'indice de la producivié oale des faceurs agricoles (PROD) ; l'offre monéaire en Tunisie (M) ; e le aux de change dinars par dollar (TCN). Le PROD en Tunisie ne peu pas êre mesuré direcemen. Dans cee éude, nous adopons une mesure simple pour calculer la producivié e qui a éé appliquée égalemen par Arnade e Vasavada (995). Ces aueurs suggèren l'esimaion de la producivié du seceur agro-alimenaire en se servan d'aures variables e en supposan que la producion finale du seceur agro-alimenaire peu êre représenée au moyen d'une foncion de ype Cobb-Douglas : n â i Y = A X [] i = i où : Y = oupu du seceur agricole ; X i = inrans uilisés dans le processus de producion ; A, b i = paramères à esimer ; n = nombre d'inpus uilisés. Une esimaion de la producivié oale du seceur en Tunisie pourra êre obenue par l'expression suivane : Ÿ Y A = [2] n Ÿ â X i i i= Soien Ÿ A e Ÿ b les esimaions des paramères menionnés anérieuremen, en précisan que l'uilisaion de la foncion [] es resricive e implique une homoscédasicié e des élasiciés de subsiuion uniaires. Nonobsan, nous pouvons considérer cee foncion comme éan une approximaion accepable pour refléer les effes de la producivié du seceur sur les variables reenues par nore éude. Pour l'esimaion du modèle [], les chroniques suivanes on éé considérées : (i) indice de la producion alimenaire (base ) ; (ii) surface agricole oale (milliers d'hecares) ; (iii) emploi agricole (nombre de personnes) ; (iv) ferilisans (onnes mériques) ; e (v) mécanisaion agricole (onnes mériques de capacié). L'équaion [] a éé esimée moyennan la procédure des Moindres Carrés Ordinaires (MCO). Les résulas de l'esimaion économérique son présenés dans le Tableau 2. A parir des paramères esimés, nous calculons la producivié oale suivan l'expression [2]. D'un poin de vue économique, l'agriculure unisienne es inensive en main d'œuvre e en ferilisans, andis que la mécanisaion agricole joue un rôle résiduel. Tableau 2. Esimaion de la foncion de producion pour l'agriculure unisienne 3 Variables Paramères esimés Surface agricole oale,596 Emploi agricole,52466* Ferilisans,35629** Mécanisaion agricole,5997 R_ =,73349 BG()b =,3272 a *(**)Paramère significaif esé à % (5%). b Tes d'auocorrélaion d'ordre Breuch-Godfrey (BG). Toues les variables son ransformées en logarihmes. Plusieurs raisons jusifien cee démarche. 3 Lors de l'esimaion de la producivié du seceur agricole, nous avons considéré dans une première éape la variable pluviomérie en Tunisie. Néanmoins elle résule non significaive. 69

5 La première es puremen saisique puisque la ransformaion logarihmique agi sur les séries en amorissan l'ampliude des flucuaions e par conséquen elle perme d'aeindre plus facilemen la saionnarié en variance après la première différenciaion. La seconde possède des implicaions économiques. Dans le cas où les variaions seraien minimes, la première différence du logarihme d'une variable es approximaivemen égale au aux de variaion de la série d'origine. De cee manière, si une variable en logarihme es inégrée d'ordre, le aux de variaion de la variable d'origine es consan (Hamilon, 994). Saionnarié e coinegraion Nore éude repose sur la spécificaion e l'esimaion d'un modèle vecoriel auorégressif (VAR). Pour une spécificaion correce du modèle VAR, il fau enir compe des propriéés des séries e déerminer si les chroniques son saionnaires ou non. Dans le cas où les séries ne seraien pas saionnaires, il es nécessaire de déerminer leur ordre d'inégrié. Un même ordre d'inégrié peu êre synonyme de coinégraion. La recherche de saionnarié (Tableau 3) s'es effecuée au moyen des ess de Dickey e Fuller sur la recherche de racine unié selon la sraégie proposée par Harris (995). Cee sraégie ien compe surou de la grandeur opimale des reards considérés e de la composane déerminise significaive pour la réalisaion des ess. La grandeur des reards dans chaque série es déerminée selon le crière BIC de Schwarz (978), en supposan que les résidus suiven un brui blanc. Tableau 3. Tess de racines unié de Dickey e Fuller (A) Série en niveaux H : I() Modèle Saisique Valeur significaiv e au seuil 5% PROD M IPP TCN VEXP Nombre de reards associés aux variables 2 Y Y = m +b +a Y - = m +a Y - + e + e (B) Série en différences H : I(2) Modèle Saisique Valeur significaiv e au seuil 5% D 2 Y =ad Y p  b jd j= Y - j 3,5,4,27 2,34,42,57 F 3 6,73,8,84 3,84,6 2,65 m 2,93,47,44,8,49,7 F 4,86 5,5* 5,23*,6* 5,3* 4,98* BG () 3,84,35,5,6,29 3,8 BG (2) 5,99,8,72 2,9 2,95 4,2 PROD M IPP TCN VEXP,95 5,9* 2,23* 2,* 3,79* 7,32* BG () 3,84 2,,32,48,47,32 BG (2) 5,99,9 3,4,48 3,36 2,72 Reje de l'hypohèse nulle pour le seuil de significaion de 5%. Les valeurs criiques se présenen dans Dickey e Fuller (98). Le nombre de reards p es déerminé à l'aide du crière de Schwarz, avec l'uilisaion de reards au maximum. Tes d'auocorrélaion Breuch-Godfrey (BG) sur les résidus de la régression pour vérifier la présence d'auocorrélaion d'ordre e 2. 7

6 En premier lieu, nous avons réalisé le es d'hypohèse d'une racine unié au moyen de la saisique de Dickey e Fuller (979). Les résulas obenus confirmen que la endance n'es pas significaive pour les cinq chroniques reenues (selon la saisique F 3). Par conséquen, les ess se son basés sur le modèle qui inclu une consane. Dans ous les cas les valeurs observées son en dessous d'une valeur significaive, ce qui implique que l'hypohèse I() es reenue. Par ailleurs, nous avons inclus les ess d'auocorrélaion d'ordre de Breusch-Godfrey. Les valeurs de ces derniers son au-dessous d'une valeur significaive, ce qui affirme que l'équaion correspondane à chaque série es correcemen spécifiée. En second lieu, nous avons esé l'exisence de deux racines unié afin d'évier les problèmes signalés par Dickey e Panula (987). Suie à la première la différenciaion de chaque série, les ess son réalisés sur un modèle ne comporan ni la consane, ni la endance. Dans ous les cas nous rejeons l'hypohèse d'une série I(2). Ainsi, nous pouvons déduire que les cinq séries chronologiques reenues son inégrées d'ordre. Ayan vérifié que oues les chroniques son inégrées du même ordre, nous passons à la déerminaion des relaions de coinégraion exisanes enre les variables reenues. Dans nore éude, nous abordons les relaions d'équilibre à long erme enre les variables en uilisan des echniques de coinégraion. Les ess sur l'exisence des relaions de coinégraion son abordés selon l'approche mulivariée de Johansen (988), avec l'esimaion d'un modèle à correcion d'erreur (ECM). Cee approche possède plusieurs avanages. Elle perme de vérifier simulanémen l'ordre d'inégraion des variables e la présence de relaions de coinégraion enre elles e d'esimer ous les veceurs de coinégraion sans imposer à priori l'exisence d'un veceur unique e sans êre affecée par l'endogénéié des variables impliquées dans la relaion de coinégraion (Suriñach e al., 995). Johansen (988) donne au modèle VAR de m variables e d'ordre p l'écriure suivane : Y + = ì + Y PY p å =,...,T [3] - - où : Y = veceur colonne d'ordre (m ) ; m = nombre de variables endogènes du modèle ; m = veceur d'élémens déerminises (consane, endance ou variables aléaoires) ; e = processus brui blanc. Le modèle VAR(p) exprimé en [3] peu se formuler comme un modèle à correcion d'erreur (ECM) qui, sous la forme maricielle adope la forme suivane : ÄY + å = ì + ÃÄY Ãp- ÄY- p+ + DY- p =,...,T [4] où : Ã = -(I ), i =,...,p ; D = - (I ). i - i - La marice _, d'ordre (m m) conien l'informaion sur les relaions exisanes à long erme enre les variables. Pour que la formulaion [4] soi équilibrée, il nécessaire que P py p soi I(). P L'hypohèse de coinégraion se formule en ermes du rang (r) de la marice P. Ce rang de coinégraion représene le nombre de veceurs de coinégraion exisans enre les variables conenues dans Y. En général, si enre m variables exisen r relaions de coinégraion, ceci signifie qu'il y a m-r endances sochasiques communes. Les différens cas qui peuven se présener son : (i) si r =, _ es une marice nulle, donc l'expression [4] présenera uniquemen des variables en premières différences e les variables du veceur Y seron I(). Par conséquen, il n'exise aucun veceur de coinégraion ; (ii) si r = m, le processus Y sera saionnaire ; e (iii) si < r < m, dans de ce cas il fau avoir r relaions de coinégraion. P peu êre décomposée sous la forme du produi P = ab ', où les marices a e b son d'ordre m r. La marice b ' renferme, par files, chaque veceur de coinégraion, en éan b 'Y saionnaire. Les files de cee marice génèren l'espace de coinégraion. La marice a renferme "le 7

7 poids" ou la pondéraion des veceurs de coinégraion dans chacune des équaions du sysème. Nous pouvons aussi l'inerpréer comme la viesse d'ajusemen de chaque variable pour récupérer la posiion d'équilibre de long erme chaque fois que se produisen des déviaions dans ce équilibre. Johansen (988) a démonré que l'esimaeur du maximum de vraisemblance de l'espace défini par b correspond aux r corrélaions canoniques majeures au carré exisanes enre les résidus de Y p e D Y corrigées par les effes de D Y, D Y 2,..., D Y p+. Ce aueur a suggéré une procédure pour réaliser les ess d'hypohèses sur le nombre exac des relaions de coinégraion exisanes enre un ensemble de variables e pour obenir ces esimaions du maximum de vraisemblance. Il par de l'esimaion des modèles VAR suivans : ÄY = c + p  - i= à i ÄY - i + V Y p  - - p = d + ÃiÄY- i + i= V où : c e d son deux veceurs de consanes. A parir des deux marices de résidus obenues, R e R, nous obenons une série de marices de momens d'ordre 2 : T -  S = T R R' i, j =, ij = ij ij La marice b se déermine en résolvan l'équaion : - l S - SSS = [5] Les soluions de [5] son un ensemble de m valeurs propres l, l 2,..., l m qui leurs son associés réciproquemen, m veceurs propres V = (v, v 2,...,v m ) normalisés selon l'expression V'S V =, e classées selon un ordre décroissan. Ces expressions s'uilisen pour consruire deux saisiques basées sur le rappor de vraisemblance, pour eser le nombre de veceurs de coinégraion dans Y. La première saisique, connue comme le es de la race, vérifie l'hypohèse nulle qui éabli l'exisence de r veceurs de coinégraion au maximum, e se défini comme sui : T m r =- T log i= r + ( - l ) i où : l r+,..., l m son les p-r corrélaions canoniques de R relaives à R. D Y Le second es, appelé l -maximum, vérifie l'hypohèse nulle qui éabli l'exisence exacemen de r veceurs de coinégraion dans Y, e il es donné par l'expression suivane : l ( - l ) max =- T log r + Pour l'applicaion de l'approche mulivariée de Johansen, nous spécifions un modèle ECM avec cinq équaions, incluan chacune d'elles une consane dans l'espace de coinégraion e deux reards 4. Pour le es du rang de coinégraion (nombre de veceurs de coinégraion exisans dans le sysème), nous appliquons les saisiques de l -maximum e de la race. Les résulas des saisiques l -maximum e de la race employés pour déerminer le rang de coinégraion son présenés dans le 4 L'applicaion de la saisique proposée par Tiao e Box (98) sur le modèle VAR en niveaux défini en [3], a permis de rouver deux reards. 72

8 Tableau 4. Pour un seuil de significaion de 5%, le es de la race révèle l'exisence de deux veceurs de coinégraion e le es de l -maximum indique l'exisence d'un seul veceur. Par ailleurs, Harris (995) indique que le es de la race es plus fiable pour des échanillons de aille finie. Par conséquen, nous considérons l'exisence de deux veceurs de coinégraion ou relaions d'équilibre à long erme. Tableau 4. Tess de l -maximum e de la race pour déerminer le rang de coinégraion H : r = p-r l -Max Valeur significaive (9%) Valeur significaive (95%) 5 4,78 3,66 34,4 4 25,87 25,56 28, ,55 9,77 22, 3 2,86 3,75 5,67 4 3,67 7,52 9,24 H : r p-r Trace Valeur significaive (9%) 5 99,72 7,86 76,7 4 58,94 49,65 53, ,7 32, 34, ,53 7,85 9,96 4 3,67 7,52 9,24 Les valeurs significaives figuren dans Oserwald-Lenum (992). Valeur significaive (95%) Relaions d'équilibre à long erme Johansen e Juselius (99) on développé différenes méhodes pour eser des hypohèses concernan les coefficiens de a e b. La vérificaion des hypohèses sur les paramères b i fai face à deux problèmes: le premier, raduire le concep héorique de la formulaion de l'hypohèse, e le second, définir la marice H adéquae pour chaque hypohèse formulée. Cee marice diffère d'un es d'hypohèse à un aure. Les hypohèses concernan b adopen la forme maricielle suivane : B = H F où : H = marice d'ordre (m s) (r s m), définie adéquaemen, où s es le nombre de coefficiens b i qui ne son pas conrains, e F es une marice d'ordre (s r). Cee saisique permean de vérifier la dernière hypohèse apparien égalemen à la famille des ess du maximum de vraisemblance. Sous l'hypohèse nulle, les nouveaux veceurs e valeurs propres peuven êre obenus en résolvan l'équaion suivane : l H - ' S H - H' SSS H = * * * Les nouvelles esimaions des valeurs propres seron l, l 2,..., l m ; andis que les nouvelles esimaions des différens paramères des relaions à long erme seron données par le produi de la marice H par les veceurs propres associés aux soluions de l'équaion anérieure. A parir de ces résulas, nous pouvons calculer la valeur de la foncion de vraisemblance sous 73

9 l'hypohèse nulle. Analogiquemen, l'hypohèse alernaive es aussi connue, la saisique du es sera égale à : [ ] * () = T Â log( - I i)( I ) - 2log Q - i =, 2,..., r i qui se disribue sous l'hypohèse nulle selon une c 2 de (m-s) r degrés de liberé. Dans ce ravail, nous avons vérifié si les cinq variables (M, IPP, TCN, PROD y VEXP) enren dans les relaions de coinégraion (b 'Y ). Auremen di, si ous les coefficiens b i son individuellemen significaifs. Le es adope l'hypohèse générale suivane : H : b i = Par exemple, pour vérifier la significaion de IPP (H : b IPP = ), la marice H adopera l'expression maricielle suivane : H = Les résulas des ess déjà menionnés d'égalisaion à zéro se présenen dans la parie (A) du Tableau 5. L'offre monéaire (M), le aux de change (TCN), e la producivié du seceur agricole (PROD) son individuellemen significaifs. Pour le cas de la valeur des exporaions (VEXP) e l'indice des prix reçus par les agriculeurs (IPP), il n'es pas possible de rejeer l'hypohèse nulle de la nonsignificaion individuelle. En résumé, nous considérons que seulemen les rois variables M, TCN e PROD inerviennen dans les relaions à long erme. Tableau 5. Tess sur les élémens des veceurs de coinégraion (A) Tess sur les paramères b Hypohèse nulle Valeur de la saisique Valeur significaive à % Valeur significaive à 5% b M = 9,45 4,6 5,99 b IPP = 2,94 4,6 5,99 b TCN = 6, 4,6 5,99 b PROD = 8,33 4,6 5,99 b VEXP = 3,66 4,6 5,99 Consane = 9,33 4,6 5,99 (B) Tess sur les paramères a Hypohèse nulle Valeur de la saisique Valeur significaive à % Valeur significaive à 5% a M = 28,63,6 2,59 a IPP = 24,45,6 2,59 a TCN =,63,6 2,59 a PROD = 3,,6 2,59 a VEXP = 2,84,6 2,59 74

10 Les ess sur a son réalisés en imposan b VEXP = e b IPP =. Selon Johansen e Juselius (99), les paramères a i donnen deux ypes d'informaion qui fon référence à leurs grandeurs e leurs significaions. La grandeur des paramères ou coefficiens d'ajusemen, donne une idée sur la viesse d'ajusemen de la variable soumise à un choc pour reourner à la siuaion esimée d'équilibre de long erme. Une valeur faible indique que face à une siuaion ransioire de déséquilibre, la variable en quesion s'ajuse lenemen pour reourner au senier d'équilibre à long erme. Tandis qu'un coefficien élevé indique que l'ajusemen vers l'équilibre se réalise rapidemen. Quan à la vérificaion de la significaion des paramères a i, des valeurs non significaives monren que la série en quesion es exogène par rappor aux paramères de l'équilibre de long erme e ne peu pas êre affecée par des chocs sur la relaion d'équilibre enre le rese des variables du sysème. L'hypohèse nulle adope l'expression suivane : H : a = AY où : A es une marice (m n) désignée convenablemen e n es le nombre de coefficiens de a non conrains. Cee hypohèse peu êre écrie comme B'a =, où B es une marice d'ordre m (m-n) avec B' A =. Pour vérifier cee hypohèse nous devons, en premier lieu, résoudre l'équaion : - l S.b - Sa.bS aa.bsa. b = [6] où : S - ij.b = Sij - SibS bbsbj i, j = a, S = I' S i = a,b i Sij = I' SJ i, j = a,b La résoluion de [6] génère un nouvel ensemble de valeurs propres l, l 2,..., l m. qui leur es associé le même nombre de veceurs propres (v, v 2,...,v m ), normalisés selon l'expression V 'S.b V = A parir de ces valeurs, se défini un nouveau es basé sur le rappor de vraisemblance. Cee saisique es exprimée de la manière suivane : - () ( ) 2log Q = T Â log È - l i ÍÎ ( i =, 2,...,r - l i ) e se disribue comme une c 2 de r (m-n) degrés de liberé. Les ess d'exogénéié débile ou de significaion individuelle des paramères a i son réalisés en définissan adéquaemen la marice B. L'hypohèse nulle adope la forme générique suivane : H : a i = Par exemple, pour eser l'exogénéié de IPP (a IPP = ), la marice B adope l'expression : B = ( ). 75

11 Les ess sur a on éé menés en imposan à priori l'égalié à zéro des paramères b VEXP e b IPP son égaux à zéro. Dans ous les cas, nous rejeons l'hypohèse nulle d'exogénéié faible, e ainsi ous les paramères a i son individuellemen significaifs (Tableau 5). Pour facilier l'inerpréaion des relaions de coinégraion renconrées, nous avons normalisé le premier veceur par le TCN, e le deuxième par le PROD. Lükepohl (993) souligne la difficulé d'inerpréer les coefficiens esimés à cee éape, comme des élasiciés en ignoran les relaions à cour erme. Néanmoins, les expressions [7] e [8] peuven nous donner une idée sur les relaions exisanes enre les variables obje d'éude : TCF = 8,542 -,852M + 4,46PROD [7] PROD = 2,386 +,265M +,53TCF [8] En conclusion, nous pouvons rapprocher le premier veceur à la poliique monéaire. Le signe de la variable M respece la héorie monéaire puisqu'une croissance de l'offre monéaire génère une appréciaion de la monnaie. En Tunisie la poliique d'ajusemen srucurel a éé accompagnée par des grands effors pour libéraliser e privaiser les srucures économiques e éliminer les conrôles bancaires pour les opéraions d'exporaion. Le second veceur qui explique la producivié rese plus difficile à expliquer. Le signe posiif de l'offre monéaire indiquerai qu'une croissance de M pourra causer une hausse du aux d'inérê e par la suie des coûs de producion, e par conséquen une croissance de la producion agricole devra se réaliser via producivié e non pas invesissemen coûeux dans le seceur agricole unisien. Relaions dynamiques à cour erme La méhodologie VAR offre la possibilié d'analyser les relaions dynamiques à cour erme enre les variables du modèle à ravers l'éude de la réponse dynamique du veceur auorégressif suie à un choc uniaire subi par la série. Les foncions de réponse impulsionnelle son obenues à parir de la représenaion moyenne mobile (MA) du modèle VAR. Ces foncions décriven la réponse de chaque variable pendan la période +s suie à un choc inaendu (exogène) dans les aures variables du sysème (ou ellemême), réalisé au cours de la période, en mainenan ou le rese consan. Les valeurs de la foncion de réponse impulsionnelle, pendan un laps emporel qui commence à parir du momen de la réalisaion du choc, fournissen l'informaion concernan la durée, le sens e la grandeur des réponses. En paran du modèle VAR suivan : Y + u = AY ApY - p [9] où : Y = { y,y2,...,ym}' veceur m, où es le nombre de variables dans le sysème ; A l = marice m m de paramères auorégressifs, où l fai référence au reard du veceur associé aux variables (l =...p) ; u = { u,u2,...,um}' veceur m de résidus, qui saisfai les hypohèses suivanes : E[u ] = E[u u '] = S u E[u u s '] = sπ Sous l'hypohèse de la sabilié (saionnarié des séries), le modèle VAR en [9] sui un processus 76

12 MA( ), de elle manière que la valeur de Y peu êre exprimée en foncion du veceur des résidus e de ses valeurs passées : Y = u +F u - +F 2u [] où : F L es une marice l l de paramères de la composane moyenne mobile e l fai référence au reard associé aux résidus. Cee écriure du modèle VAR perme l'éude de la propagaion d'un choc au cours du emps à condiion, cependan, que les résidus soien orhogonaux (enre-eux) e indépendans. Cee caracérisique es raremen vérifiée en économie. Il es alors impossible de parler de l'effe d'un choc isolé sur une variable. Le choc appliqué à une variable i aura des répercussions faales sur les aures variables par biais des liaisons résiduelles. Sims (98) suggère cependan une procédure simple pour rendre la marice des variances-covariances résiduelle orhogonale, en uilisan la facorisaion de Choleski. Cee ransformaion, nonobsan, dépend du classemen des variables dans le sysème. Des classemens différens donnen lieu à des décomposiions différenes. Dans la praique, les variables son ordonnées selon leur ordre décroissan d'exogénéié. Pour l'obenion des foncions de réponse impulsionnelle, nous avons repris le modèle à correcion d'erreur déjà esimé (avec b VEXP = b IPP = ). La représenaion ECM du modèle résulan es uilisée pour calculer les foncions de réponse impulsionnelle. Le classemen choisi consise à placer en premier lieu les variables qui se dériven de la poliique macro-économique de la Tunisie, suivies par les variables en rappor avec le seceur agro-alimenaire. Concrèemen, nous adopons l'ordre suivan de causalié: l'offre monéaire (M) ; le aux de change (TCN) ; la producivié du seceur (PROD) ; l'indice des prix reçus par les agriculeurs (IPP) e les exporaions agro-alimenaires unisiennes. La réponse impulsionnelle de chaque variable a éé normalisée par rappor à son écar ype. En considéran cee normalisaion les réponses peuven êre inerpréées comme des variaions en pourcenages dans l'écar ype (Lükepohl, 993). Dans les Fgs à 5 se présenen les réponses des variables du sysème 5. La Fig. représene les réponses des cinq variables du sysème au choc posiif produi par l'offre monéaire. Ce choc posiif correspond à une poliique monéaire d'expansion. Selon le modèle Keynésien, la poliique monéaire se radui par une déformaion de la srucure des aux d'inérês nominaux qui se répercue sur la srucure des aux réels sous une hypohèse de rigidié des prix à cour e moyen ermes. La variaion du coû de capial qui en résule se répercue ensuie sur les composanes de la demande agrégée sensibles au aux d'inérê. Ce effe peu êre considéré comme l'effe direc de la poliique monéaire. La poliique monéaire engendre égalemen un effe indirec via la variaion du aux de change. Les ajusemens financiers inernaionaux induis par la variaion des aux d'inérês abouissen ici à une modificaion de la parié nominale de la monnaie naionale. Une impulsion monéaire posiive provoque une diminuion du aux d'inérê qui se radui dans le seceur agricole par une réducion des prix des inpus sensibles au aux inérê el que l'inpu capial. L'effe indirec de la poliique monéaire ransian par le aux de change va en parie abaisser ce effe direc. En effe, la dévaluaion du aux de change nominal induie par les réducions des aux d'inérê fai augmener le prix des inpus imporés e rédui par-là l'offre opimale du seceur agricole. L'effe ne de ces canaux de ransmission direcs e indirecs de la poliique monéaire sur l'offre du seceur agricole dépend ici de la aille relaive de ces deux effes. Les résulas de la Fig. monren que le comporemen de l'économie unisienne es assez cohéren avec les posulas keynésiens. Cependan, dans le conexe de la poliique macroéconomique de la Tunisie, l'effe d'une poliique monéaire expansive sur les aux d'inérê es doueux, puisque la Tunisie appliquai un aux d'inérê prééabli. Cerains aueurs comme Owoye e Onafowora (994) recommanden l'uilisaion du crédi disponible de elle manière qu'une poliique monéaire expansive pourra augmener le crédi disponible qui à son our faciliera l'invesissemen 5 Les lignes en poins coninus présenen les inervalles de significaion des réponses au seuil de 5%. 77

13 producif. En premier lieu, l'effe d'une poliique monéaire expansive sur le aux de change es posiif mais, il n'es pas significaif. Ean donné que le aux de change es exprimé en dinars par dollar, la hausse du aux de change implique une dévaluaion de la monnaie. Le fai qu'il ne soi pas significaif es du à l'inervenion de l'ea dans sa fixaion ou au long de la période de nore éude, ce qui rédui énormémen l'impac sur la dévaluaion de la monnaie. Quan à l'effe sur la producivié, il résule posiif e dure environ 5 ans. L'effe posiif es le résula de deux forces : une augmenaion de l'offre monéaire génère une augmenaion du revenu, e ainsi un déplacemen de la demande inerne. A son our, la possibilié de disposer d'un volume plus imporan de crédi perme la réalisaion d'invesissemens e l'amélioraion de la producivié. Comme conséquence négaive, nous soulignons la hausse des prix des inpus uilisés dans le processus de la producion agricole suie à l'augmenaion de l'offre monéaire. Dans ous les cas, l'effe sur les coûs parai moins imporan que les deux effes précédens. L'effe sur les prix reçus par les agriculeurs unisiens es aussi posiif e durable. Il s'agi d'une conséquence logique de l'élévaion des coûs de producion e de l'expansion de la demande, éan donné qu'une grande parie des produis alimenaires son subvenionnés. Réponse de TCN au choc produi sur M 5, 4, 3, 2,,, -, , -3, -4, Réponse de PROD au choc produi sur M 2,5 2,,5,,5, -, , Réponse de IPP au choc produi sur M 2,,5,,5, ,5 Réponse de VEXP au choc produi sur M 8, 6, 4, 2,, -2, , -6, -8, Fig.. Foncions de réponse impulsionnelle : effe d'un choc produi sur l'offre monéaire. Nous avons pu consaer aussi, qu'une poliique monéaire expansive peu engendrer une augmenaion au niveau des exporaions. Cependan, son impac es rès limié e ne dure qu'une seule période. Ceci rouve son explicaion dans le fai que la poliique monéaire es peu significaive en relaion avec le aux de change (effe indirec). La Fig. 2 présene les effes d'une dévaluaion de la monnaie unisienne par rappor au dollar. Nous considérons uniquemen les effes sur le aux de change (la propre variable) e sur les exporaions agro-alimenaires unisiennes. Réponse de TCN au choc produi sur TCN Réponse de VEXP au choc produi sur TCN 78

14 4, 3, 2,,, -, , 6, 4, 2,, -2, , -6, -8, Fig. 2. Foncions de réponse impulsionnelle : effe d'un choc produi sur le aux de change. D'une manière générale, nous pouvons dire que la dévaluaion provoque un effe durable sur le aux de change, comme l'indique la héorie macro-économique, andis que, l'effe de la dépréciaion du aux de change sur les exporaions es ransioire e se limie seulemen à une année. La concenraion des exporaions vers le marché de l'union Européenne qui absorbe prés de 85% des exporaions agro-alimenaires unisiennes e la mise en applicaion des quaniés de référence ou coningens arifaires pour ces exporaions limien considérablemen l'effe de la dévaluaion. Nous supposons mainenan, l'augmenaion brusque de la producivié du seceur agricole e nous analysons son impac sur elle-même e sur les prix. La Fig. 3 présene les différenes dynamiques de réponses. 2,5 2,,5,,5 -, Réponse de PROD au choc produi sur PROD, -, Réponse de IPP au choc produi sur PROD,5,,5, ,5 -, Fig. 3. Foncions de réponse impulsionnelle : effe d'un choc produi sur la producivié. Nous pouvons observer la faible incidence sur les prix reçus par les agriculeurs vu qu'une parie imporane des producions agricoles es sujee à une grande inervenion. L'agriculure unisienne es soumise à deux ypes de réglemenaion des prix : le conrôle des prix à la producion e le conrôle des prix des inrans uilisés par la branche agricole. La Fig. 4 présene les effes d'une augmenaion brusque de la variable "prix reçus par les agriculeurs" sur elle-même, ainsi que sur l'offre monéaire e sur la valeur des exporaions. L'incidence d'une augmenaion des prix reçus sur les différenes variables du sysème es rès faible. Bien que l'agriculure jouisse d'une place relaivemen imporane dans l'économie unisienne, les prix de cerains produis agricoles subissen une grande inervenion ainsi leur incidence sur le niveau général des prix es faible e par conséquen son incidence sur l'offre monéaire sera faible. Quan à son incidence sur les exporaions agro-alimenaires, elle se limie à une seule période mais négaivemen. La grandeur de la réponse pendan cee première période, es malgré ou élevée, puisque la diminuion des exporaions es proporionnelle à l'augmenaion des prix. 79

15 Réponse de M au choc produi sur IPP Réponse de VEXP au choc produi sur IPP Fig. 4. Foncions de réponse impulsionnelle : effe d'un choc produi sur l'indice des prix reçus. Conclusion L'évaluaion des relaions dynamiques enre la poliique macro-économique e le seceur agricole unisien perme de conclure que les effes muliplicaeurs de la poliique macro-économique (offre monéaire e aux de change) sur le seceur agricole unisien (producivié, prix reçus par les agriculeurs e exporaions agro-alimenaires) son assez limiés. L'effe direc d'une poliique monéaire expansionnise, accompagné par une élévaion des coûs de producion, n'engendre pas une hausse imporane des prix à la producion (une parie de la producion coninue à êre subvenionnée par l'ea). La garanie d'un prix minimum à la producion perme de proéger ceres, conre les flucuaions des cours mondiaux, mais limie aussi l'effe posiif des variables monéaires. Touefois, une poliique monéaire expansionnise aura un effe posiif e durable sur la producivié du seceur agro-alimenaire. L'augmenaion de l'offre monéaire e la disposiion d'un volume plus imporan de crédi permeraien la réalisaion d'invesissemens privés e l'amélioraion de la producivié du seceur agricole. L'éude monre aussi que la dévaluaion de la monnaie unisienne a un effe ransioire e limié sur le renforcemen des exporaions agro-alimenaires. L'applicaion de quaniés de références ou coningenemens arifaires pour les exporaions unisiennes vers le marché européen, qui absorbe une grande par des produis agro-alimenaires unisiens, limien considérablemen l'effe de la dévaluaion e de la compéiivié prix. Références Arnade, C. e Vasavada, U. (995). Causaliy beween produciviy and expors in agriculure. Evidence from Asia and Lain America. American Journal of Agriculural Economics, 46 : Banque Cenrale de Tunisie (plusieurs années). Saisiques Financières. BCT, Tunis. Chebbi, H.E. (997). Análisis de la compeiividad exerior del comercio agroalimenario unecino. Thèse Maser of Science, Insiu Agronomique Médierranéen de Saragosse, Cenre Inernaional de Haues Eudes Agronomiques Médierranéennes. Dickey, D.A. e Fuller, W.A. (979). Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of he American Saisical Associaion, 74 : Dickey, D.A. e Fuller, W.A. (98). Likelihood raio saisics for auoregressive ime series wih a uni roo. Economerica, 49 : Dickey, D.A. e Panula, S.G. (987). Deermining of differencing in auoregressive processes. Journal of Business and Economic Saisics, 5 : Engle, R.F. e Granger, C.W.J. (987). Co-inegraion and error correcion. Represenaion, esimaion and esing. Economerica, 55 : FAO (Plusieurs années). Base de Données en Ligne. Organisaion Mondiale de l'agriculure e de l'alimenaion, Rome. FMI (Plusieurs années). Saisiques financières inernaionales. Fond Monéaire Inernaional. Grubell, H. e Lloyd, P. (975). Inra-Indusry Trade. Mac-Millan, London. Hamilon, J.D. (994). Time Series Analysis. Princenon Universiy Press, New Jersey. Harris, R.I.D. (995). Using Coinegraion Analysis in Economeric Modelling. Prenice Hall, Grea Briain. 8

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