Les causes de l’instabilité de la demande de monnaie en Tunisie

Résumé du document

Nous avons tenté dans ce travail d'étudier pour la première fois en Tunisie les causes de l'instabilité de la demande de monnaie durant la période 1960-2005. Il s'est avéré que les principaux facteurs explicatifs de la demande de monnaie sont : Le revenu national, le taux de marché monétaire et le taux de change.
Nous avons vérifié dans cet article l'hypothèse d'Amble et Mackinnon (1985) où l'instabilité est expliquée par l'absence du taux de change nominal dans la spécification de la demande de monnaie. Pour valider cette hypothèse, nous avons fait appel aux tests de causalités dans une dimension dynamique, puisque les variables possèdent de racine unitaire à partir des résultats des tests de stationnarité.
En outre, nous avons utilisé un panorama des tests de stabilité afin de valider l'importance des changements structurels dans l'instabilité de demande de monnaie. Les résultats des ces tests ont montré que les changements structurels sont expliqués d'une part, par la fragilité et la dépendance de l'économie tunisienne vis-à-vis des chocs mondiaux et d'autre part, par le plan d'ajustement structurel à la fin de l'année 1986 et aux mutations monétaires et financières qu'a connu le système financier tunisien.

Extraits

[...] Quant aux autres variables, elles sont stationnaires en différence première sous le test DF5. II-2-2 - Tests de racine unitaire avec changements structurels : Perron (1989) a enrichi la distribution des tests sans changement structurel DF (19791981) qui varie en fonction des éléments constituant le trend déterministe, par l'adoption des ruptures exogènes dans la partie déterministe de la série à partir d'une date inconnue La détermination de nombre de retards optimal du test KPSS (1992), se base sur les formules suivantes - 4 T , et l k = int T l k = int 100 100 5 - Le taux d'intérêt et le taux de change sont spécifiés selon les tests joints sous le premier modèle, sans constante et sans tendance, donc nous ne pouvons pas appliquer les tests KPSS pour ces deux variables Banerjee & al (1992) et Zivot & Andrews (1992) ont développé un test qui permet de détecter la présence d'une racine unitaire avec rupture de la tendance sous l'hypothèse nulle, en tenant compte de la possibilité de rupture dans le processus générateur de données sous l'hypothèse alternative, sans présence d'une racine unitaire. [...]

[...] Le diagnostic de présence d'une seconde rupture est confirmé par les tests SupF(2/1). En effet, conditionnellement à la date de rupture identifiée par le test SupF(1), la présence d'une seconde rupture additionnelle est significative dans les deux encaisses. L'approche séquentielle préconisée par Bai & Perron (1998b) permet de conclure la présence d'une double rupture sur la période 1960-2005, située au voisinage de 1970-1990 pour l'encaisse de transaction et de 1974-1992 pour l'encaisse de transaction & d'épargne monétaire II-4-2-2-Test de Yoo (1987) et Kim (1997) : Une approche plus simple de la détermination du nombre de ruptures repose sur le critère d'information BIC, "Bayesian Information Criterion". [...]

[...] La statistique SupF(2), testant la présence de deux ruptures contre zéro, rejette l'hypothèse de stabilité de ces deux encaisses au seuil de 5%. Globalement, ces résultats renforcent la présomption des ruptures et permettent de conclure la présence de deux ruptures. En effet, si la première rupture identifiée se situe entre 1970 et 1974 pour les tests, la datation de la seconde rupture est robuste au test effectué. Ainsi, la seconde rupture est localisée en 1990 pour l'encaisse de transaction et 1992 pour l'encaisse de transaction et d'épargne monétaire. [...]

[...] On teste tout d'abord la présence d'une rupture contre l'hypothèse de stabilité du modèle. Si la stabilité est rejetée, on impose une rupture et on teste deux ruptures contre l'hypothèse nulle d'une rupture à l'aide du test SupF(m+1/m). La procédure est répétée pour m croissant et s'arrête dés que l'hypothèse de stabilité S = k ) j = k T ~ ~ t 2 j t = T 2 j j = k + - Les résidus récursifs des deux statistiques précédentes doivent être inclus dans l'intervalle de confiance défini respectivement comme suit : α(2t + T T 18 conditionnellement à m ruptures ne peut être rejetée. [...]

[...] La deuxième hypothèse repose sur la présence des changements structurels qui rendent la demande de monnaie instable. Pour tester cette hypothèse, nous utiliserons les tests de stabilité pour détecter et identifier les dates de ces changements structurels. II- 4 Les tests de changements structurels : Partant de la statistique traditionnelle de Chow (1960), nous allons décrire des procédures récentes qui visent à tester l'hypothèse de stabilité contre l'hypothèse alternative de ruptures multiples situées à des dates inconnues II-4-1 Test d'une rupture : Tester la pertinence d'une rupture revient à tester la stabilité de la demande de monnaie. [...]