Cahiers de la Recherche APPROCHE BAYESIENNE D’ESTIMATION DU PASS-THROUGH DU TAUX DE CHANGE AUX PRIX Ragbi AZIZ Université Mohammed V- Agdal Faculté des Sciences Juridiques, Economiques et Sociales Rabat Ragbi.aziz@gmail.com Résumé Dans ce papier nous avons montré que le degré du pass-through des variations du taux de change au prix au Maroc est incomplet et faible. Les résultats mettent aussi en évidence que la réaction des prix des biens échangeables est plus importante que celle des prix des biens non échangeables. Ce résultat est conforme avec les postulats théoriques. Enfin, l’estimation du pass-through avec le VAR bayésien confirme les résultats obtenus par l’approche classique du VAR structurel. Mots clés : Pass-through, taux de change, politique monétaire et taux d’inflation. JEL classification : E52, F31 Abstract In this paper we have shown that the pass-through of exchange rates to prices in Morocco is incomplete and weak. The results also confirm that the response of prices of tradable goods is higher than the price of non-tradable. This result is consistent with theoretical assumptions. Finally, the estimation of pass-through with the Bayesian VAR confirms the results obtained using the classical approach, structural VAR. Keywords: Pass-through, exchange rate, monetary policy and inflation JEL classification : E52, F31 305  Cahiers de la Recherche 1. INTRODUCTION Depuis que le taux de change est devenu un important déterminant de la stabilité macroéconomique, plusieurs banques centrales ont intégré le degré de transmission des variations du taux de change aux prix locaux comme un indicateur pour la conduite de leurs politiques. Les théories économiques qui traitent du phénomène du pass-through se référent généralement à la loi du prix unique (LPU) et au principe de la Parité de pouvoir d'achat (PPA). Selon ces deux théories, le prix d'un même bien dans deux marchés différents (domestique et étranger) devrait être le même à l'équilibre. Ainsi, toute variation du taux de change est de nature à modifier le prix du bien libellé en devise, et par conséquent induire un changement proportionnel dans le prix du bien déterminé en monnaie locale. Ceci suppose qu'à long terme la transmission des variations du taux de change est complète, soit un pass-through égal à l'unité. Par ailleurs, déterminer la réaction des différentes composantes de l'IPC face aux variations du taux de change rendrait efficace l'appréciation des tensions inflationnistes émanant de la volatilité du taux de change, à même de constituer une base de recommandation pour la conduite de la politique monétaire. Aussi, il est largement admis que le coefficient du pass-through est un input important pour la prévision de l‘inflation et par conséquent de la conduite de la politique monétaire. Dans ce sens, les banques centrales ayant adoptées le ciblage de l'inflation sont contraintes d'expliquer au public la déviation de l'inflation par rapport à sa cible. Et si le taux de change constitue une source de grande volatilité de l'IPC, qui est susceptible de réduire la capacité de la banque centrale à atteindre son objectif, la banque centrale est amenée à suivre de très près l'évolution du pass-through (Eckstein et Soffer (2008)). En parallèle, une baisse du pass-through diminue les pressions inflationnistes qui proviennent de l'étranger (Edwards (2006). Par ailleurs, il est souvent admis que les variations du taux de change se transmettent aux deux composantes de l'IPC : les prix des biens échangeables et les prix des biens non échangeables. Ainsi, les changements des prix des biens échangeables à l'étranger se transmettent aux prix locaux à travers deux canaux. Le premier est relatif aux prix des biens importés et lorsque ce dernier est coûteux il influence directement le prix de la composante importée dans l'indice des prix à la consommation. Le second canal est lié aux biens exportés et toute dépréciation de la monnaie locale rendra le prix de ces biens plus coûteux, sous l‘hypothèse que le prix de ces biens soit déterminé à l‘étranger. Concernant la transmission des variations du taux de change aux prix des biens non échangeables, elle s'effectue selon deux mécanismes. Le premier est connu sous le nom "l'effet Balassa- Samuelson". Le second est relatif aux comportements des producteurs qui ont tendance à substituer les matières premières produites localement aux celles importées. Ainsi et selon ces considérations, il demeure nécessaire d'examiner, d'une manière désagrégée, la relation entre le taux de change et les composantes de l'IPC. En effet, un constat empirique qui semble faire l'unanimité suggère que les variations du taux de change ne se transmettent pas au même degré aux différentes composantes de l'IPC. Toutefois, si la détermination du degré de pass- through aux prix a été largement traitée, les travaux qui se sont investigués sur la réaction des différentes composantes du prix aux variations du taux de change demeurent faibles et en particulier pour un pays en développement comme le Maroc. 306  Cahiers de la Recherche Contrairement à l'abondante littérature empirique sur les effets des variations du taux de change sur l'IPC, la distinction entre le degré de transmission des variations du taux de change aux différentes composantes du prix était, jusqu'à récemment, a fait l'objet de moins d'attention de la part des économistes. Edwards (2006) a examiné le phénomène du pass-through comme un mécanisme d'amortissement des chocs affectant l'économie et conclue que les prix des biens échangeables sont plus sensibles aux variations du taux de change que ceux des biens non échangeables. L'auteur conclut que la situation adéquate pour la conduite de la politique monétaire, est celle où les coefficients du pass- through pour les prix des biens échangeable et non échangeable sont faibles et différents, avec un pass-through pour les biens échangeables, supérieur à celui des biens non échangeables. Belaisch (2003) estime le pass-through en Brésil pour les catégories suivantes de l'IPC : échangeable et non échangeable, administré et non administré. L'auteur observe que le pass-through des variations du taux de change à l'indice général des prix à la consommation est faible en Brésil sur la période 2001-2002. En sus, il conclut à un pass-through important pour les prix des biens échangeables, et un faible pass-through pour les prix des biens non échangeables. Les produits administrés réagissent plus rapidement au taux de change, quoique dans une moindre mesure, que les produits non-administré. Cette étude propose que ce faible pass-through est la combinaison d'un ensemble de facteurs comprenant une baisse du niveau d'activité économique du Brésil durant cette période et la préférence pour les entreprises d'ajuster leur marge de profit plutôt que d'augmenter le prix de vente de leur produit. Un deuxième argument est relatif à la possibilité des entrepreneurs de substituer les biens locaux qui sont disponibles par les produits importés. Enfin, il existe un faible ajustement des prix et des salaires des secteurs des biens non échangeables à même une anticipation des agents économiques que la dépréciation est temporaire. Ainsi et sur la base des travaux empiriques en présence, quatre approches de mesure du pass- through sont à distinguer : Les méthodes économétriques à équation unique (Olivei (2002) et Campa et Goldberg (2005)), les modèles VAR (Faruqee H. (2006), McCarty (1999), et les modèles macroéconomiques structurels (Mwase, Nkunde, (2006) et Ca' Zorzi et al (2007)). A la différence de ces travaux empiriques, nous proposons une estimation du pass-through avec une nouvelle méthode, moins restrictive, basée sur un VAR bayésien. Pour permettre une validation des résultats nous utilisons à l'instar de McCarty (1999) un modèle VAR structurel. Ces deux méthodologies présentent d'importants avantages comparativement aux méthodes à équation unique. En effet, ces dernières ne distinguent pas entre les différentes catégories de chocs du taux de change (permanant ou transitoire) à l‘encontre des deux autres approches. Dès lors, le choc structurel du taux de change est identifié à travers une décomposition des innovations, dans laquelle les fluctuations du taux de change sont supposées être dérivées de la dynamique de l'économie. L'objectif de ce papier est donc de proposer une évaluation empirique du pass-through au Maroc. Il s'agit, en effet, de mesurer le degré de pass-through aux différentes structures de l'IPC et de vérifier dans quelle mesure l'hypothèse selon laquelle le pass-through aux biens échangeables est plus important qu‘aux biens non échangeables est vérifiée. 307  Cahiers de la Recherche De même, ce papier propose une explication quant à la dépréciation du dirham marocain observée depuis 2001 et qui n'a pas été accompagnée par des tensions inflationnistes. Une réponse possible tient du fait que les variations du taux de change ne se transmettent pas complètement aux prix à la consommation au Maroc. Le reste de ce papier est structuré comme suit : La deuxième section présente quelques faits stylisés de la dynamique du taux de change et des prix au Maroc. Les approches de modélisation du pass- through adoptées (SVAR et BVAR) sont développées au niveau de la troisième section. Enfin, les résultats sont exposés au niveau de la dernière section. 2. DYNAMIQUE DU TAUX DE CHANGE AU MAROC Le Maroc, selon la classification de facto du FMI (2010), adopte un régime conventionnel de parité fixe. Le dirham marocain est lié à un panier de devises composé principalement de l'euro et du dollar avec une pondération respective de 80% et 20%. Le choix de cette composition a pour objectif de réduire les fluctuations du dirham par rapport aux monnaies des principaux partenaires commerciaux. Toutefois, la dynamique du taux de change effectif réel au Maroc est caractéristique à plusieurs égards. Une forte dépréciation de la monnaie nationale, observée sur la période 2001-2010, est plus importante en terme réel qu'en terme nominal en lien principalement avec l'évolution du différentiel d'inflation par rapport à la zone euro qui s'est inscrite dans un mouvement désinflationniste. L'appréciation observée sur la période 2008-2009 est attribuable principalement aux turbulences financières et à la forte volatilité des cours de change sur le marché international. Cette évolution du TCER dissimule une disparité entre les deux devises constituant la parité centrale du dirham marocain. En effet, depuis 2003 le dirham s'est déprécié par rapport au dollar et s'est apprécié par rapport à l'euro. Cette tendance est susceptible de pénaliser la compétitivité-prix du Maroc sur le marché européen. Toutefois, en dépit de ce contexte de dépréciation du TCER, l'inflation au Maroc est modérée et évolue autour d'une moyenne de 1.7% durant la période 2000- 2010. L'analyse graphique suggère aussi que l'inflation est plus stable que le TCER. Par ailleurs, l'indice des prix des biens non échangeables évolue à un niveau plus important que celui de l'indice des prix des biens échangeables depuis 2007 (Voir Figures 1, 2 et 3). Cette évolution suppose ainsi l'existence d'un processus de rattrapage des secteurs des biens non échangeables par rapport aux secteurs des biens échangeables (effet Balassa-Samuelson). Toutefois, les séries de l'IPC, l'IPC échangeable et l'IPC non échangeable, présentent des niveaux de volatilité relative à l'écart type du taux de change réel très proches. L'étude des fonctions des corrélations croisées anticipées indiquent qu'à court terme l'IPC global et l'IPC des biens échangeables sont mieux corrélés en comparaison avec l'IPC des biens non échangeables (Tableau 1). 308  Cahiers de la Recherche Tableau 1 : Comportement du taux de change et des prix (Déviation par rapport à la tendance) 1990:01-2002:12 Volatilité Corrélations croisées anticipées entre le TCER et Variables relative l'IPC, IPCT et IPCNT au TCER J = 0 +1 +2 +3 +4 +5 +6 +10 IPC 2.81 0.15 0.12 0.11 0.09 0.08 0.06 0.06 0.05 - - - IPCT 2.70 0.15 0.10 0.05 0.00 -0.09 0.04 0.13 0.25 - - - - - - IPCNT 2.92 0.05 0.002 0.04 0.09 0.13 0.181 0.22 0.33 Suivant la dynamique des prix et du taux de change, il apparaît clair que la réponse de l'inflation à la volatilité du taux de change peut être faible. A cet effet, Taylor (2000) suggère que dans une économie caractérisée par une faible inflation en l'on s'attend à ce que la transmission des variations du taux de change aux prix soit incomplète et faible. Suivant ces considérations théoriques qui sont conformes aux faits stylisés présentés précédemment, le pass-through au Maroc devrait être faible. De même, la transmission des variations du taux de change aux prix des biens échangeables devrait être plus importante que celles des biens non échangeables. 3. APPROCHES DE MODELISATION 3.1. Var structurel Nous adoptons la stratégie de modélisation telle qu'elle est proposée par Mwase (2006). Nous développons deux VAR structurels : le premier a pour objectif de capter la relation de court terme entre les prix des biens échangeables et le taux de change effectif réel et le deuxième sert à capter la dynamique de court terme entre les prix des biens non échangeables et le taux de change effectif réel. Nous considérons, à cet effet, un système économique multivarié dans lequel l'output gap (gap t ) positif (ou négatif) représente l'excès de la demande (ou l'excès de l'offre), s t est le taux de change effectif réel, pt est l'indice des prix à la consommation des biens échangeables et (ipch t ) représente l'indice des prix harmonisé des pays partenaires. Ainsi, dans une période d'excès de la demande, nous anticipons une augmentation du niveau des prix des biens échangeables. Aussi, l'écart de la production est intégré pour capturer l'effet du cycle économique sur l'inflation. Le modèle VAR non contraint prend la forme suivante: p A( L) y t  u avec A( L)   At Lt (1) t 0 A(L) est matrice polynomiale de (4  4) une avec L est l'operateur de retard; yt  [ipcht , st , ipctt , gapt ] le vecteur des variables endogènes comprenant le logarithme de l'indice des prix harmonisé des pays partenaires (ipch t ), le logarithme du taux de change effectif réel (s t ), le logarithme de l'indice des prix des biens échangeables (ipct t ) et l'output gap (gap t ). Enfin, u it est la 309  Cahiers de la Recherche série des innovations. Ces dernières sont supposées être une combinaison linéaire des chocs économiques e it indépendamment distribués, tel que: u t  et (2) La présentation matricielle des chocs se présente comme suit:  u tipch   1  1  2  3   etipch   s       ut   1  4  5   ets   u ipct      1   6   etipct  (3)  t     u gap      1   etgap   t   La détermination de la contribution des variations du taux de change dans la dynamique de l'inflation nécessite l'estimation de l'effet du choc exogène e s sur l'indice des prix à la consommation des biens non échangeables. Suivant Mwase (2006a), nous utilisons un modèle VAR structurel qui permet d'imposer des restrictions contemporaines basées sur des aprioris théoriques pour déterminer les différents chocs. Nous imposons ainsi des restrictions sur la structure de la matrice B pour la détermination des chocs structurels. Nous modélisons le choc des prix des pays partenaires comme un choc indépendant des variables constituant notre système soit : u tipch  etipch (4) Les autorités monétaires marocaines adoptent actuellement un régime de change fixe. Suivant cette condition nous supposons que la détermination de la dynamique du taux de change est exogène. Nous considérons ainsi que les mouvements inattendus du taux de change sont indépendants des autres variables macroéconomiques du modèle (équation 5). u ts  ets (5) Toutefois, nous supposons que les mouvements inattendus de l'indice des prix à la consommation sont dus à un mouvement inattendu des prix étrangers et à un choc structurel du taux de change. De même, il est supposé que les mouvements inattendus relatifs à l'excès de demande n'ont pas d'effet contemporain sur l'inflation (équation 6). u tipct  etipch  ets  etipct (6) Enfin, l'équation (7) suppose qu'un mouvement inattendu de l'output gap est dû à un mouvement inattendu du prix du pétrole, à la réponse instantanée à un choc structurel sur le taux de change et à un choc structurel des prix des biens échangeable, soit: u tgap  etipch  ets  etipct  etgap (7) Le système de choc prend la forme suivante: 310  Cahiers de la Recherche  u ipch   1 0 0 0   etipch   t       uts   0 1 0 0   ets   ipct      (8)  ut     1 0   etipct   u gap      1   etgap   t  Pour la détermination du degré de la transmission des variations du taux de change aux prix des biens non échangeables nous considérons un système composé de quatre chocs : choc de taux de ipct change e ts , choc des prix des biens échangeables et , choc des prix des biens non échangeables etipcnt et choc d'excès de la demande etgap . La matrice des effets de court terme prend la forme suivante:  u ts   1  1  2  3   ets   ipct       ut   1  4  5   etipct   u ipcnt      1   6   etipcnt  (9)  t     u gap      1   etgap   t   La détermination des chocs structurels nécessite l'imposition des restrictions sur la matrice (9). Comme dans le cas du pass-through aux prix des biens échangeables, nous imposons que les chocs du taux de change sont exogènes, soit : u ts  ets (10) Nous supposons que les mouvements inattendus de l'indice des prix des biens échangeables sont dus à la réponse des mouvements inattendus du taux de change. u tipct  ets  etipct (11) Toutefois, le choc des prix des biens non échangeables est la combinaison du choc du taux de change et celui des prix des biens échangeables. L'intérêt d'introduire les prix des biens échangeables est de tenir compte de l'effet Balassa-Samuelson, soit : u tipcnt  ets  etipct  etipcnt (12) Enfin, le choc de l'excès de la demande se définit comme suit : u tgap  ets  etipct  etipcnt  etgap (13) La matrice des effets contemporains prend finalement la forme suivante :  u ts   1 0 0 0   ets   ipct       ut   1 0 0   etipct   u ipcnt       1 0   etipcnt  (14)  t     u gap      1   etgap   t   311  Cahiers de la Recherche 3.2. Var bayesien Les modèles VAR à la Sim's ont été largement adoptés dans l'estimation des modèles macroéconomiques pour répondre aux insuffisances des modèles qui ont été utilisés à l'instar de la méthodologie de la commission de Cowles. Toutefois, cette méthodologie fut entachée de plusieurs faiblesses au regard de son inspiration forte des relations empiriques entre les différentes variables macroéconomiques. Ainsi, l'estimation d'un modèle avec plusieurs variables est souvent sujet de problème de sur-optimisation des paramètres. Dans la première méthode d'estimation, nous avons corrigé ces problèmes de sur- optimisation par le recours à un VAR structurel. Dans un deuxième temps, nous proposons l'utilisation d'un VAR bayésien (BVAR).Ces modèles ont été introduits initialement par Litterman (1986) pour devenir de plus en plus adaptés pour l'analyse macroéconomique. L'approche par le BVAR considère que les informations fournies à travers les données ne sont pas adaptées pour l'ensemble des dimensions et ne reflètent pas dans la plupart des cas la réalité économique. En effet, lors de l'estimation d'un modèle VAR standard on obtient souvent des coefficients dont la valeur est différente de 0, quoiqu'ils n'indiquent aucune relation économique pertinente. Dans ce sens, la contribution de ces variables est à ignorer ou à restreindre. Bien que, le SVAR permet de répondre aux mêmes exigences, il demeure dépendant des restrictions imposées. Dans ce sens, la détermination des paramètres ne dépend pas des relations statistiques et économiques qui peuvent être identifiées lors de l‘exercice d‘estimation, mais plutôt des convictions de l‘utilisateur du SVAR. A cet effet, le BVAR permet n‘en pas d‘éliminer toute relation non économiquement justifiée mais plutôt de confronter la réalité économique avec les propriétés de la statistique inférentielle. En plus de ces raisons, l‘estimation par l‘approche bayésienne est recommandée pour les pays en développement qui ne disposent pas de données assez profondes. Dans l'approche que nous proposons, le BVAR, les paramètres sont conditionnés par des distributions à priori. Ainsi, on peut facilement sélectionner les paramètres qui sont économiquement significatifs. Litterman (1986) propose donc une nouvelle formulation du modèle VAR en considérant que les données utilisées pour l'estimation du modèle ont un caractère imprévisible. Ceci implique que chaque série peut être exprimée sous forme d'un processus autorégressif avec une composante déterministe et une composante aléatoire. Dans ce sens, la définition de la distribution à priori se concentre essentiellement sur cette composante aléatoire, qu‘on note : y t  y t  s  c   t (15) Ainsi le modèle VAR peut être présenté sous la forme suivante : y i , t  ci   i1 y i , t 1   i 2 y i , t  2  ...   in y i , t  n   i , t (16) 312  Cahiers de la Recherche Avec  it est le coefficient à estimer pour chaque retard des variables exogènes. Normalement la restriction adoptée doit aboutir à un premier coefficient qui est égal à 1 et les autres sont égaux à zéro. Où ces deux valeurs représentent la moyenne des distributions à priori. Pour généraliser ces deux conditions, Litterman (1980) considère un écart type de la distribution des paramètres d'intérêt qui suivent une loi normale. it  N (1,  i2 ) Ainsi, afin d'estimer à l'aide de la méthode Bayésien le modèle VAR, nous devons spécifier les distributions à priori des différents coefficients, tout en admettant que ces paramètres sont des variables aléatoires. Les distributions à postériori sont obtenues en utilisant le théorème de Bayes. Nous adoptons dans cet article la méthode Minnesota proposée par Litterman (1986). Cette approche est la plus utilisée dans les modèles macroéconomiques, pour définir les distributions à priori. Cette technique considère que la matrice des variances covariances des à prioris est diagonale et fixe. Ainsi, pour une équation du système VAR, nous pouvons noter que:  i  N ( i , i ) En utilisant le théorème de Bayes, les distributions à postériori sont données par:  i / y  N ( i , i ) avec: 1  i  ( i   ii1 Z Z ) 1 et: 1  i   i ( i  i   ii1 Z yi ) Les éléments de la diagonale  ii1 sont obtenus via les données disponibles. 4. RESULTATS ET INTERPRETATIONS 4.1. Données et tests de stationnarité Les données utilisées dans l'exercice d'estimation du Pass-through marocain s'étalent sur une période allant de 1990 à 2010 en fréquence trimestrielle. L'utilisation des modèles VAR nécessite l'utilisation de variables stationnaires. Ainsi, des tests de racines unitaires et de stationnarité ont été effectués sur les variables d'intérêt. Le tableau ci-dessous regroupe les résultats obtenus: 313  Cahiers de la Recherche Tableau 2 Tests de racines unitaires et de stationnarité Commenta Test ADF PP KPSS ires avec IPC I(1) I(1) I(1) tendance avec PIB I(1) I(1) I(1) tendance avec IPCT I(1) I(1) I(1) tendance avec IPCNT I(1) I(1) I(1) tendance TCEN I(1) I(1) I(1) - avec IPCH I(0) I(1) I(1) tendance Les tests de racines unitaires et de stationnarité affirment que l'ensemble des séries se caractérise par une tendance déterministe (TS) sauf, pour le cas du "IPCH" dont la stationnarité est vérifiée. Dans cette perspective, les séries non stationnaires ont fait l'objet de correction visant à soustraire la tendance afin d'aboutir à des séries sans racines unitaires. Les séries transformées seront utilisées, par la suite, dans les exercices d'estimation. 4.2. Réponses impulsionnelles Après l'estimation des modèles SVAR et BVAR nous analysons les réponses impulsionnelles. La figure 4 illustre l'impact d'une augmentation du taux de change sur les différentes catégories de prix qui correspond à une dépréciation ou à une baisse de la valeur de la monnaie nationale. Les résultats de la dynamique des modèles suggèrent qu'un choc positif du taux de change conduit à une augmentation de l'inflation des prix des biens échangeable et non échangeable. Le degré et le délai de réaction des deux prix à une dépréciation de la monnaie différent selon les deux modèles. Ainsi, nous observons que dans le cadre du modèle SVAR, la réaction des deux prix est instantanée. En revanche, l'indice des prix des biens échangeables réagissent d'une manière importante en comparaison avec l'indice des prix des biens non échangeables. Ce constat confirme l'hypothèse selon laquelle les prix des secteurs exposés sont plus sensibles aux variations du taux de change que les prix des secteurs abrités. Par ailleurs, la réaction des deux prix dans le cadre des modèles BVAR n'est pas instantanée. L'augmentation de l'inflation des biens échangeables et non échangeables n'est observée qu'en 3éme et 4éme trimestres respectivement. La différence entre les deux réactions tient aux restrictions contemporaines introduites dans les modèles SVAR. 4.3. Estimation du pass-through Le Pass-through ou la transmission des variations du taux de change aux prix est obtenue par la formule suivante: 314  Cahiers de la Recherche T T PTt , t  j   P t , t  j /  E t , t  j (17) i 1 i 1 Avec PTt , t  j est la réponse impulsionnelle des prix suite à un choc du taux de change après un trimestre et E t , t  j correspond aux réponses impulsionnelles des chocs du taux de change. PTt , t  j est le rapport entre les réponses cumulées du prix suite aux variations du taux de change et les réponses cumulées du taux de change. Les résultats des modèles suggèrent que, le pass-through au Maroc est incomplet et la transmission des variations du taux de change aux prix des biens échangeables est plus importante que celle diffusée aux prix des biens non échangeables. Ainsi, le pass-through aux prix des biens échangeables estimé par le SVAR et le BVAR est établi à 29% et 10% respectivement. Tandis que le pass-through aux prix des biens non échangeables est estimé à 1% par les deux modèles. Ce niveau de pass-through est justifié par plusieurs raisons : (i) Contribuant à une faible volatilité du taux de change effectif réel, le régime de change fixe adopté par les autorités monétaires marocaines pourrait avoir un effet sur le niveau du pass-through. Darvas (2001) souligne à cet effet que le pass-through pourrait être moins important dans un régime de change fixe où les variations du taux de change sont considérées comme plus stables que dans le cas d'un régime de change flottant. (ii) Le second facteur est lié au niveau de l'inflation qui demeure faible depuis les années 2000. Ainsi, Taylor (2000) suggère que la baisse de l'inflation conduite par une politique monétaire crédible entraîne une baisse de pass-through. (iii) Le taux d'ouverture de l'économie marocaine qui est établi en moyenne à 50% suggère que le degré d'exposition de l'économie marocaine aux chocs des prix extérieurs serait modéré ou faible, contribuant ainsi à un faible pass-through. (iv) Nous supposons également que l'ajustement des prix dans les secteurs des biens non échangeables est plus rigide que dans les secteurs des biens échangeables. (v) Enfin, nous supposons que ce faible pass-through est expliqué aussi par le mécanisme de compensation du prix des produit de première nécessité que les autorités marocaines appliquent pour soutenir le pouvoir d'achat des ménages. Ce mécanisme qui ajuste le prix du pétrole et de quelques produits agricoles considérés comme les plus volatiles sur le marché international, permet ainsi une faible transmission des variations du taux de change aux prix locaux. 315  Cahiers de la Recherche 5. CONCLUSION Evaluer l'impact des variations du taux de change sur l'inflation est important en particulier pour le cas du Maroc, qui vise à adopter une politique monétaire de ciblage de l'inflation. Une compréhension approfondie en termes de degré et d'amplitude de l'effet des variations du taux de change sur les différentes catégories de l'indice des prix à la consommation est importante pour la conduite de la politique monétaire dans un contexte de ciblage de l'inflation. Dans ce papier nous avons montré que le pass-through du taux de change au prix au Maroc est incomplet et faible. Les résultats mettent aussi en évidence que la réaction des prix des biens échangeables est plus importante que celle des prix des biens non échangeables. Ce résultat est conforme avec les postulats théoriques. Aussi, nous avons montré que l'estimation du pass-through avec un VAR structurel est très proche de celle obtenue par un modèle VAR bayésien. Ces deux méthodes peuvent être utilisées comme des approches de validation. Enfin, ce travail suggère que la dépréciation significative du taux de change effectif réel observée depuis 2001 n'a pas conduit à des tensions inflationnistes en raison de l'existence d'un pass-through incomplet des variations du taux de change aux prix. 316  Cahiers de la Recherche RÉFÉRENCES Barhoumi, K., «Differences in Long Run Exchange Rate Pass-Through Into Import Prices In developing Countries: An Empirical Investigation», Economic Modelling, n° 23, 2006, pp926-951. 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