Cahiers de la Recherche QU’EN EST-IL DE L’ACTION DE LA PARITE DU DIRHAM FACE A L’EURO SUR L’EVOLUTION DE LA TENDANCE FONDAMENTALE DES PRIX AU MAROC ? Moncef LATMANI Faculté de Droit de Rabat, Université Mohammed V, Agdal. latmani_moncef@yahoo.fr Résumé : Afin d’assimiler au mieux les effets inflationnistes importés et leurs incidences sur le niveau des prix intérieurs, il a été convenu tout au long de cet article d’adopter le taux de change non seulement pour son pouvoir à transmettre ces effets mais bien au contraire, à les expliquer et mieux encore à les contrecarrer. Pour se faire, des modèles théoriques mettent au clair la manière avec laquelle se déclenche tout processus inflationniste. Les résultats empiriques, par ailleurs, suggèrent une très faible persistance des effets inflationnistes sur l’indice des prix à la consommation. Le taux de change parait à ce niveau un instrument de régulation efficace capable d’assurer la stabilité des prix à la consommation. En revanche et via quelques estimations, fort est de constater que les fluctuations du taux de change sont difficilement transmissibles notamment aux prix à la production. Ce constat est du particulièrement à une gestion administrée de la part des autorités monétaires qui assurent du coup une flexibilité et indépendance à la politique monétaire du Royaume. Dès lors, l’étude propose non seulement de scruter les interconnexions du taux de change eu égard des prix des biens non échangeables mais aussi eu égard des prix des biens échangeables. Mots-clés : Inflation sous jacente – taux de change – modèle de Cournot – modèle de Dixit- Stiglitz – modèle de Gerlach-Kristen – modèle d’Edwards. WHAT ABOUT THE ACTION OF DIRHAM-EURO PARITY ON THE EVOLUTION OF THE BASIC PRICES TREND IN MOROCCO? Abstract: To assimilate the best imported inflationary effects and their impact on the domestic price level, it was agreed throughout this paper to adopt the exchange rate not only for its power to transmit these effects but on the contrary , to explain and even better to counter them. To do this, theoretical models are to clear the way that triggers any inflationary process. The empirical results also suggest a very weak persistence of inflationary effects on the index of consumer prices. The exchange rate seems be an instrument of effective regulation able to ensuring the stability of consumer prices. In contrast, and using some estimates, there is no denying that fluctuations in exchange rates are difficult to pass including producer prices. This finding is particularly the management administered by the monetary authorities that provide the flexibility and independence blow to the monetary policy of the Kingdom. Therefore, the study proposes not only to scrutinize the interconnections of the exchange rate given the prices of non tradable goods but also in terms of tradable goods prices 225  Cahiers de la Recherche Key-words: Core inflation – exchange rate – Cournot model – Dixit Stiglitz model – Gerlach Kristen model – Edwards model. I. INTRODUCTION La plupart des économistes contemporains persistent à mener des réflexions dans un contexte d‘économie fermée. Pourtant, et quasiment depuis mai 1996 (date d‘instauration du marché des changes pour le cas du Maroc), le taux de change est devenu une variable macroéconomique incontournable pour une économie émergente telle que la notre. Dans cette perspective, un intérêt particulier semble être attribué à la relation entre les mouvements du taux de change et les prix occasionnant ainsi plusieurs débats. A cet égard, Taylor soutient l‘idée selon laquelle le degré de transmission des variations du taux de change aux prix présente une relation systématique avec le régime de politique monétaire jusqu‘alors en place. Ceci aura évidemment pour conséquence le choix d‘une politique monétaire appropriée en économie ouverte. Néanmoins, dans sa présentation des modèles d‘analyse de l‘inflation et de la politique monétaire et d‘une manière assez discordante, Taylor recommande rarement la prise en considération de la variable « taux de change » dans la détermination des « prix ». Un autre courant, non des moindres, vient appuyer cette thèse. En effet, Edwards, Caballero et Krishnamurthy essaient de mettre en évidence la nécessité d‘accorder une attention particulière à l‘impact des variations du taux de change dans la conduite de la politique monétaire. De leur part et d‘après Calvo et Mishkin, les responsables des économies émergentes sont trop sensibles au taux de change puisque la majorité de ces économies sont assujetties à un coefficient de pass-through assez élevé de sorte à ce que la dévaluation conduit automatiquement à l‘inflation. La dynamique du taux de change nominal peut, à cet effet, causer incontestablement des perturbations de ciblage quant à l‘ancrage intermédiaire ou plutôt à l‘objectif final de la politique monétaire. Supposons186 dans un premier temps que la variation du taux d'inflation ait pour origine ou ait été engendrée en partie par un mouvement (anticipé ou pas) de la variable taux de change nominal. Dans ce premier cas de figure, quels seraient d‘abord les déterminants de ce mouvement? Autrement dit, quels sont les facteurs – entre autres échappant au contrôle des autorités monétaires – susceptibles d'affecter la variable taux de change ? Et quels rapports logiques finalement pouvons- nous établir avec les prix intérieurs (section2)? Une fois ceci dressé, dans quelle mesure et à quelle ampleur ces chocs affecteront les indices des prix de notre pays? Sur combien de périodes s'étalerait l'effet de leur transmission? Là encore, faut- il analyser des effets inflationnistes immédiats ajustables à court et moyen termes ou se pencher sur une vision d'une longue haleine principalement stratégique de longue période (section 3)? En fait, trouvez des éléments de réponse à l'ensemble de ces interrogations est une chose primordiale ; des éléments qui peuvent remettre en cause tout un historique d'intervention d'ordre politico-monétaire mais également tout une littérature tant théorique qu'empirique. 186 je dégage à ce niveau là l'hypothèse fondamentale de l'existence d'une relation entre les variables taux de change et indice des prix ; une hypothèse qu’il va falloir vérifier et étudier par la suite. 226  Cahiers de la Recherche 2. QUELQUES DEVELOPPEMENTS THEORIQUES Sera explicité ici, et dans une perspective théorique, les modèles d‘équilibre suivants : la loi du prix unique, la théorie de la parité du pouvoir d‘achat, le modèle de Cournot ainsi que le modèle de Dixit & Stiglitz. 2.1 La loi du prix unique Le premier modèle suppose qu'il existe un prix unique. Les prix des différents biens sont géographiquement déterminés et ajustés en fonction des coûts de transport et d'autres frais. Les prix relatifs restent donc les mêmes quelle que soit la région. Les hypothèses d'homogénéité, de la disponibilité de l'information et de la concurrence pure et parfaite assurent ce résultat. Prenons alors "pi" comme prix du bien i dans le pays domestique et pour sa propre devise ; "pi*" comme prix du même bien produit à l'étranger et "e" comme étant le taux de change à l'incertain. On obtient donc la relation suivante : pi = e.pi*. Avec la présente forme dite également "version première de Gustav Cassel", la loi du prix unique vient confirmer la théorie de la parité du pouvoir d'achat. La loi du prix unique, étant intégrée dans le corpus de l'approche monétariste, a été appliquée au taux de change pour faire ressortir, sous l‘hypothèse d'une flexibilité totale des prix et en combinaison avec la théorie quantitative de la monnaie, la théorie du taux de change. L'implication de cette théorie revient essentiellement à l'idée selon laquelle le niveau des prix relatifs dans une économie donnée et pour sa propre devise reste toujours indépendant du niveau du taux de change. Autrement dit, le taux de change n'affecte en aucun cas les prix relatifs. Par suite de conséquence, les mouvements du taux de change reflètent donc tout simplement des tendances de prix relatifs nationaux différents. Ceci bien évidemment est une application du postulat de l'homogénéité qui se vérifie dans le cas où la monnaie est totalement neutre. 2.2 La théorie de la parité du pouvoir d’achat Une deuxième théorie qui est de loin la plus connue est celle de la parité du pouvoir d‘achat. On peut relever, à ce stade, quatre versions de la théorie de la parité du pouvoir d'achat selon notamment le degré d'exigence des conditions à remplir : la loi du prix unique qui relie les taux de change aux prix de biens homogènes dans les différents pays 187, la PPA absolue qui relie le taux de change à l'ensemble des prix, la PPA relative qui relie les variations du taux de change aux variations des prix et la PPA ex-ante pour laquelle la variation anticipée du taux de change compense le différentiel anticipé des prix. La parité du pouvoir d'achat reste avant tout une théorie de la détermination du taux de change. Elle préconise, dans sa forme la plus commune, qu'un changement du taux de change entre deux pays pour deux devises différentes et pour n'importe quelle période soit déterminé principalement par un mouvement au niveau des prix relatifs d'où sa deuxième appellation dite "théorie inflationniste du taux de change". La théorie de la parité dispose, selon différents auteurs, du même statut que la théorie quantitative de la monnaie. La théorie de la parité est considérée comme étant une identité, un truisme, une 187 Celle-ci étant déjà exposée au paragraphe précédant. 227  Cahiers de la Recherche évidence ou encore une simplification largement trompeuse. La théorie de la parité du pouvoir d‘achat, à l'instar de la théorie quantitative de la monnaie, demeure une théorie assez discutable puisque dans sa version première, sa vérification reste empiriquement erronée alors que dans sa version avancée, cette théorie reste concrètement inutilisable. Entre ces deux bornes existent plusieurs considérations d'ordre théorique mais aussi d'ordre empirique permettant de mieux cerner les circonstances sous lesquelles la théorie de la parité du pouvoir d‘achat pourrait fournir un cadre de pensée, quoique demeurant toujours inutilisable, pour l'appréhension de la relation entre le taux de change et les prix. 2.3 Le modèle de Cournot Le point central de la formulation réside dans la manière avec laquelle des biens homogènes se vendent au niveau d'un marché oligopolistique. On suppose d'abord que chaque vendeur défend sa part de marché et qu'il existe par la suite et à la fois une séparation dans l'espace entre les deux marchés : domestique et étranger. Pour un exposé plus clair, on commence par le cas d'une fonction de demande linéaire : Qd = a – b.p (relation 1) Avec un paramètre "a" capturant l'ensemble des facteurs, autres que les prix, déterminants de notre fonction de demande agrégée. Il existe également "n" firmes au niveau du marché domestique ainsi que "n*" firmes au niveau du marché étranger avec leurs ventes respectivement notées "q" et "q*". La fonction d'offre agrégée, Qs, devrait par hypothèse et nécessairement égaliser la fonction de demande agrégée. Qs = n.q + n*.q* (relation 2) Chaque firme maximise son profit en prenant le volume des ventes des autres firmes comme étant une donnée exogène. L'expression du profit au niveau du marché local pour les firmes représentatives domestique et étrangère est la suivante : ∏ = (p - w). [(a-b.p) - (n-1).q – (n*.q*)] ∏* = (p/e - w*). [(a-b.p) – (n.q) - (n*-1).q*] (relation 3) L'effet de la maximisation est donné par les fonctions de réaction ci-après : 228  Cahiers de la Recherche figure1 : "équilibre de Cournot" "JJ" et "J*J*" représentent respectivement les fonctions de réaction des firmes représentatives domestique et étrangère. Le point d'équilibre "A" représente l'allocation optimale des volumes des ventes des deux firmes représentatives. Le prix d'équilibre au niveau de l'industrie oligopolistique est donné par l'expression suivante : p = [(n.w + n*.e.w*) / N] + (a / b.N) (relation 4) ; Avec : N = n+n*+1 Une appréciation de la monnaie locale déplace parallèlement la fonction de réaction "J*J*" vers la droite entraînant une augmentation du volume des ventes de la firme représentative étrangère et réduisant par la même occasion le volume des ventes de la firme domestique. Au point de départ noté "A", la firme étrangère projette une diminution de son coût marginal - avec une force de travail étrangère potentiellement plus compétitive à l'échelle internationale - équivalente à l'appréciation de la monnaie locale et planifie par conséquent une augmentation de son volume de vente. Au nouveau point d'équilibre "A' ", la firme représentative étrangère augmente son niveau de production alors que sa consœur domestique le rétrécit. Les prix par ailleurs, au niveau de l'industrie locale, dégringolent. L'intérêt à présent sera focalisé sur la manière avec laquelle les mouvements du taux de change (ou les mouvements du coût relatif de la main d'œuvre) impactent l'équilibre des prix. En d'autres termes, il s'agit d'examiner la notion d'élasticité suivante : Élasticité taux de change - prix = (n* / N). (e.w* / p) (relation 5) Avec : n*/N : (> n/N) mesurant une variation non proportionnelle des prix domestiques ; e.w* : les salaires étranger en monnaie locale, et ; p : les prix domestiques importés de l'étranger Si le taux de change "e" baisse (cas d‘une appréciation de la monnaie locale), les salaires étrangers "w* " deviennent moins onéreux et le marché industriel mondial devient plus compétitif par les coûts de la main d'œuvre. Les prix alors baissent au niveau de l‘industrie locale via le canal des importations. Entre autres, la relation contient deux facteurs déterminants : le nombre relatif des firmes étrangères (ou de toute autre firme versant des salaires avec une monnaie non locale) et le ratio du coût marginal aux prix des firmes étrangères. Il s'agit donc de deux rapports qui traduisent clairement que suite à l'appréciation de la monnaie locale s'ensuit systématiquement une baisse moins que proportionnelle des prix domestiques. En effet, l'appréciation de la monnaie locale rend les marchés mondiaux de l'industrie plus compétitifs - par les coûts de main d'œuvre essentiellement - et améliore la part des importations domestiques dans les échanges mondiaux. Ladite part est représentée par le rapport n*/N. Ce 229  Cahiers de la Recherche raisonnement se déclenche bien sur après avoir fait initialement l'hypothèse d'une égalité des salaires réels entre pays. L'expression est également intéressante dans la mesure où elle représente le cas parfait et typique d'une petite économie ouverte dite encore "économie atome". Dans la littérature commerciale, ce cas correspond à un pays "price-taker" au sein de l'économie mondiale. Dans ce cas, une dépréciation de la monnaie locale fait augmenter les prix domestiques dans les mêmes proportions. Ce présent raisonnement reste en quelque sorte limité sous l'égide des conjectures, premièrement, d'une concurrence pure et parfaite, et deuxièmement, du nombre de firmes étrangères relativement plus important que celui des firmes domestiques. Au cas contraire, cas pour lequel il y a absence d'impact du taux de change sur les prix domestiques, est celui de l'existence d'un nombre de firmes très réduit dans l'industrie mondiale avec une majorité domestique. Dans ce cas précis, l'appréciation de la monnaie locale laisse intacte la droite de réaction "J*J* " ainsi que le prix d'équilibre. Les firmes étrangères, minoritaires en nombre au sein de l'industrie, absorbent d'abord et dans une première phase cette appréciation sous forme d'extra profits en préservant leur capacité de production et ce n'est que dans une phase ultérieure que celles- ci décident d'augmenter leur volume de vente en rétablissant de nouveau la fameuse allocation optimale ainsi que les prix d'équilibre. A ce stade, le modèle de Cournot nous expose deux principaux cas. Le premier fait baisser les prix domestiques par les coûts tout en respectant les hypothèses de concurrence et de similarité des salaires à la base, alors que dans le second, les prix sont maintenus à leur niveau initial du moins dans la courte période faute d‘un nombre de firmes limité dans l'industrie. Cependant, le modèle nous fournit encore d'autres enseignements. Il s'agit d'examiner encore la structure du marché oligopolistique. En effet, la "part d'importation" et le "degré de concentration" constituent des paramètres clés pour la détermination des ventes des firmes et pour l'analyse de la relation taux de change-prix dans son ensemble. Considérons dans ce qui suit, des entreprises exportatrices domestiques opérant sur le marché étranger. Une appréciation de la monnaie locale dans ce cas de figure réduira leur part de marché à l'étranger - leurs produits étant moins compétitifs sur le marché mondial. Sur une figure analogue à la première188 mais cette fois appliquée à l'industrie étrangère, on notera un déplacement parallèle de la droite "JJ" vers la gauche. Les prix internationaux baisseront en monnaie locale moins que proportionnellement à l'appréciation mais s'apprécieront en monnaie étrangère. A l'aide du même modèle, on obtiendra l'expression d'élasticité suivante : Élasticité * = - (n / N). (w / e.p*) ; Avec : n le nombre des firmes exportatrices domestiques ; et, N le nombre total des firmes sur le marché international. Analysons, par ailleurs, et essayons de rapprocher les prix tant à l'exportation qu'à l'importation tout en soulignant le principe de la séparation spatiale entre pays189. Dans le cas où la monnaie locale revient à s'apprécier, les prix à l'exportation en monnaie locale augmenteront relativement aux prix à l'importation. Ce résultat demeure vérifié si et seulement si la condition suivante est respectée : Élasticité > 1 + Élasticité* (relation 6) 188 Voir l’équilibre de Cournot à la figure 1. 189 Rapport p / e. p* sous-entendu. 230  Cahiers de la Recherche Sous cette condition, les prix internationaux sont plus sensibles aux mouvements du taux de change190 et les prix à l'exportation seront effectivement plus élevés comparativement à ceux à l'importation. Dans le cas de la petite économie ouverte, les prix tant à l'importation qu'à l'exportation sont appelés à baisser dans les mêmes proportions que celle de l'appréciation de la monnaie locale191 de façon à maintenir les prix relatifs inchangés. D'une manière générale, les capacités de production des firmes restent fortement liées à la structure oligopolistique relative des deux marchés mais également au degré de leur compétitivité 192. 2.4 Le modèle Dixit-Stiglitz Le consommateur représentatif, dans ce modèle, maximise une fonction d'utilité V composée d'un panier de deux biens "z" et "x" : V = U (z, x) x = (∑ xi) 1/a Avec 0<a<1 Concentrons-nous d'abord sur le produit "x" qui représente un indice à la consommation, disponible d‘ailleurs sur le marché local sous plusieurs marques "xi", et admettons ensuite qu'il existe "n" firmes domestiques disposées à faire écouler sur le marché local quelques marques bien déterminés et "n* " firmes étrangères disposées à en faire autant toujours au niveau du même marché. Toute la question désormais consiste à évaluer la réaction des prix domestiques du produit "x" face aux chocs externes par les coûts. La fonction de demande de la firme domestique pour une marque i donnée est : xi = x. (P/pi) c (relation 7) Avec c = 1/ (1-a) élasticité de substitution des marques P = [(∑pi d + ∑pj d) / (n+n*)] 1/d Avec : d = -a/ (1-a) P : prix de l'industrie p i : prix d'une marque donnée produite sur le marché domestique p j : prix d'une marque donnée importée La firme représentative domestique présume, par ailleurs, qu'elle est suffisamment petite pour qu'elle puisse agir sur les prix de l'industrie. Son profit est donné par l'expression suivante : 190 Les prix domestiques sont, en revanche, moins sensibles aux variations du taux de change 191 Les élasticités domestique et étrangère étant respectivement de 1 et de -1. 192 Les résultats dépendent largement de la forme fonctionnelle de la courbe de demande. Avec une élasticité constante de la fonction de demande D = a.p-b. L’élasticité du taux de change aux prix devient : (n*/N).(ew*/W) ; Avec : N = n + n* ; et, W = (n/N).w + (n*/N).ew* L'impact du taux de change dans ce cas ne dépend plus entièrement de l'effet des coûts de main d'œuvre, qui demeurent approximativement les mêmes au sein des marchés domestiques et étrangers, mais devient fonction du nombre relatif des firmes. 231  Cahiers de la Recherche ∏i = (pi - w).xi Après maximisation, on obtient : pi Avec : -(1/c)], et ; c élasticité de substitution des marques Nous supposons encore là une fois qu'il existe une séparation dans l'espace entre les deux marchés, hypothèse qui nous permettra d'ailleurs de discuter de la structure des prix pour les firmes étrangères implantés sur le marché domestique. La demande des firmes étrangères est identique à celle des firmes domestiques et par suite de conséquence adhère à la même formulation des prix avec des salaires étrangers à la base évalués cependant en monnaie locale. pj W * (relation 9) A partir des équations 8 et 9, nous obtenons deux fortes prédictions : premièrement, les prix relatifs des firmes domestique et étrangère dépendent uniquement des coûts unitaires de la main d'œuvre évalués en monnaie domestique193. Deuxièmement, nous pouvons démontrer que la structure des prix de l'industrie p i/ P est fonction des salaires w/ w*. L'élasticité des prix relatifs est donc de : n*.z / n + (n*.z) Avec : z = (w/e. w*) 1/d Avec une égalité des salaires au départ, l'effet d'une variation du taux de change sur les prix de l'industrie est fonction seulement de la fraction des firmes ayant des salaires payés en monnaie étrangères d‘où la tendance desdites firmes à faire baisser les coûts suite à une appréciation éventuelle de la monnaie locale. Etant donné les salaires des firmes domestiques et étrangères respectivement en monnaie locale et étrangère, le modèle Dixit-Stiglitz nous fournit des enseignements importants quant à l'impact d'une appréciation éventuelle de la monnaie locale : - Les prix en monnaie locale des marques importées (pj) baissent proportionnellement à la diminution du coût d'une unité de main d'œuvre étrangère évaluée en unité monétaire locale alors que les prix (pi) des marques produites localement restent inchangés. - Les firmes exportatrices étrangères implantées sur le marché local, quoiqu'elles demeurent en concurrence au niveau international, adhèrent toujours en matière de prix à la stratégie des firmes nationales. En effet, une variation du taux de change n'affecte point les prix de ces firmes à 193 pi / pi* = w / w* 232  Cahiers de la Recherche l'exportation. Cela affectera bien évidemment leurs marges de profits ainsi que leur volume de vente. Une appréciation de la monnaie locale fera augmenter les prix (en monnaie étrangère) de ces firmes sur le marché international dans les mêmes proportions que celle de l'appréciation occasionnant ainsi l'augmentation de la fraction (pj / P) des prix relatifs étrangers au niveau de ce même marché. - Le tout dernier enseignement du modèle, de près le plus frappant, consiste à ausculter la baisse des prix à l'importation et observer ceux à l'exportation qui restent d'ailleurs inchangés et ce pour les mêmes marques relativement aux prix à l'importation. C'est exactement cette conjecture de rigidité des prix, la même posée par le fameux modèle keynésien, qui s'insinue au niveau du présent modèle et ressort comme implication suite à une logique par les coûts essentiellement de main d'œuvre. 3. RECHERCHES EMPIRIQUES SUR LE PROCESSUS INFLATIONNISTE AU MAROC L'étude empirique s'inscrit dans la continuité de notre recherche dans la mesure où elle s'inspire largement de la littérature théorique déjà évoquée précédemment et qui confirment l'existence théorique d'une relation réciproque entre les prix intérieurs et le taux de change, une transmission qui s'opère théoriquement par le canal du coût de la main d'œuvre qui, suite à une certaine modification, agit sur la structure des coûts des entreprises industrielles en les incitant à répercuter ces modifications sur leur politique de prix et par suite de conséquences agir sur la parité du dirham par rapport à l'euro. Dans cette section, on procède dans une première étape à une courte description des variables ainsi qu'à une estimation simple de modèles linéaires. Dans un second paragraphe s'ensuit une estimation de la courbe de Philips en adoptant l'approche de Gerlach et Gerlach-Kristen. La présente section apportera également des réponses quant à notre problématique de départ notamment grâce à l'étude du pass-through à la façon d‘Edwards permettant ainsi d'évaluer l'ampleur des changements du taux de change sur les prix intérieurs ainsi que la durée de leur transmission. A l'issu de cette section, nos essais empiriques à décrire la nature de la relation taux de change - prix intérieurs seront éventuellement, à la lumière des estimations, réfutés sinon validés pour permettre la confirmation des avancés théoriques. 3.1 Réexamen personnalisé de la dynamique des prix et du taux de change au Maroc A la base de cet essai de validation empirique existent deux séries temporelles à fréquence mensuelle. Les deux séries représentent respectivement "l'inflation sous-jacente au Maroc" et "le taux de change en PPA absolue par rapport à l'euro", et ce, pour une période allant du mois de janvier 2007 au mois de juin 2011. Le nombre d'observations est donc limité à 54 observations. L'inflation sous jacente, mesurée par une variation en pourcentage par rapport à la période précédente, se distingue considérablement de l'inflation globale. En effet, cet indicateur peut présenter une très forte volatilité à très court terme en raison des variations des prix des produits les plus vulnérables aux chocs ponctuels d'offre et par conséquent fausser la lecture de la relation éventuelle entre les deux variables. L'inflation globale peut aussi suivre des tendances inattendues sans aucun rapport direct avec les conditions d'offre et de demande sur le marché des biens et services notamment suite à des décisions prises par l'Etat en matière de révision des prix des produits réglementés. En raison de ces caractéristiques inhérentes à l'indice des prix à la consommation global, il s'avère 233  Cahiers de la Recherche plus opportun de s'intéresser à l'inflation sous jacente qui a l'avantage de mieux capter l'évolution fondamentale des prix au Maroc plutôt qu'à l'inflation globale qui peut au contraire biaiser notre analyse quant à la relation des prix au taux de change. L'indicateur d'inflation sous jacente, noté IPCX, a été, par ailleurs, élaboré selon la méthode de l'exclusion de manière à accorder un poids nul aux produits dont les prix présentent des évolutions aberrantes ainsi qu'aux produits dont les prix sont administrés194. Tableau 1. Composantes réglementées exclues de l‘inflation sous-jacente a. Sucre, confiture, miel, chocolat et confiserie b. Tabac c. Alimentation en eau et services divers liés au logement d. Electricité, gaz et autres combustibles e. Produits, appareils et matériels médicaux f . Services hospitaliers g. Services de transport S'agissant des produits alimentaires volatils, leur sélection est basée sur le critère de l'écart type avec un seuil d'exclusion de 3.61%. Le choix de ce seuil est le résultat d'un arbitrage entre le souci de minimisation de la volatilité de l'inflation sous jacente et le critère de représentativité. Tableau 2. Exclusion des sections de l‘IPC selon leur volatilité Sections de l‘indice des prix à la consommation Volatilité Légumes Seuil de volatilité toléré 17 Fruits 12.72 Poissons et fruits de mer 6.86 Huiles et graisses 3.61 Café, thé et cacao 3.1 Minérales, boissons rafraîchissantes, jus de fruits et de légumes 3.09 Boissons alcoolisées 3.09 Produits alimentaires non classés ailleurs 3.02 194 L’identification de ces produits est basée sur la liste arrêtée par le Ministère chargé des affaires économiques et générales. 234  Cahiers de la Recherche Viande 1.53 Pain et céréales 1.41 Lait, fromage et œufs 0.91 Sucre, confiture, miel, chocolat et confiserie 0.58 (déjà exclu) Tabac 0 (déjà exclu) L'exclusion de ces produits trouve sa justification dans le fait que leur forte volatilité rend transitoire leur impact sur l'inflation. Après l'identification des produits à exclure, l'indicateur de l'inflation sous jacente correspond à la moyenne pondérée par les poids normalisés w i des sous indices dessaisonnalisés (Iisa) des sections retenues dans le calcul de l'ipcx. Cet indicateur est obtenu par la formule suivante : IPCXt = ∑ (wi * indices) / ∑wi où I = I' - [R U V] I', I, R et V représentent respectivement l'ensemble des composantes de l'indice des prix à la consommation, la composante sous jacente, des produits réglementés et des produits volatiles ; Avec comme pondération pour chacune des grandes sections : Tableau 3. Pondération par grandes sections 195 Grandes divisions de l‘IPC Pondérations (wi) Alimentation, boissons et tabac 41.3 Habillement 4.8 Logement 22.1 Meuble 3.8 Santé 7.6 Transport et communication 7.5 Loisirs et cultures 9.3 Autres biens et services 3.6 Total 100% 195 Note de synthèse : enquête nationale sur la consommation et les dépenses des ménages. 235  Cahiers de la Recherche Dans le cadre de l'homogénéisation des données de l'IPCX, il a été retenu d'opérer un raccordement entre les deux catégories d'indices à savoir ceux de l'ICV ainsi que de l'IPC. En effet, avec deux années de base différentes, le raccordement a été effectué en appliquant les taux de variation de l'ancien indice (ICV) afin de générer l'historique de la nouvelle série de l'IPCX. Cette approche permet de préserver l'historique des variations de l'indice du coût de la vie (base 100 : 1989) et s'apprête plus facilement à l'exercice de la reconstitution de la série homogène de l'inflation sous jacente (base 100 : 2006). Si l'on désigne par IPCXicv et IPCXipc, les indices de l'inflation sous jacente basés sur l'ICV et l'IPC respectivement à l'instant t, l'égalité suivante devrait être vérifiée : [(IPCXicv/IPCXicv)-1]*100 = [(IPCXipc/IPCXipc)-1]*100 En simplifiant, l'égalité se résume à : (IPCXicvt/IPCXicvt-1) = (IPCXipct/IPCXipct-1) La série raccordée est donc générée à partir de la formule suivante : IPCXipct-1 = (IPCXicvt-1/IPCXicvt)*IPCXipct Graphique 1. Evolution des séries (raccordées) de l‘inflation et de l‘inflation sous jacente 2006- 2011 en glissement mensuel Source : HCP et calculs personnels Base 100 : 2006 Indépendamment des prix, il a semblé aussi intéressant de se fier à l'indicateur du "taux de change en parité du pouvoir d'achat absolue" et de le faire substituer au "taux de change du marché" faussé également par la régulation de Bank Al-Maghrib et qui ne fluctue guerre en fonction des conditions économiques. En effet, l‘analyse de la sphère réelle de notre économie, notamment par l‘adoption du « taux de change en parité de pouvoir d‘achat », en tant qu‘indicateur économiquement efficient, répondra à priori beaucoup mieux à notre problématique de base. Ensuite, le choix de la zone euro pour comparer la parité du pouvoir d'achat marocain reste intimement motivé par la structure de notre commerce international ; cela renforcera le dispositif de notre analyse. Le taux de change en 236  Cahiers de la Recherche parité est déterminé alors en faisant le rapport entre les deux paniers respectivement marocain (IPCX) et européen (IPCH). 3.2 Etude analytique de la relation et modélisation linéaire Au Maroc et pour la période étudiée, il y a absence de corrélation entre le taux de change nominal du dirham par rapport à l‘euro et l‘inflation sous jacente (-0.17). On souligne par contre une dépendance moyenne et positive (+0.51) entre le taux de change en parité du pouvoir d‘achat par rapport à l‘euro et l‘inflation sous jacente. Ces résultats laissent croire une certaine sensibilité des prix en faveur du taux change exprimé en terme réel plutôt que celui exprimé en terme nominal. Graphique 2. Rapprochement des prix aux taux de change réel196 Graphique 3. Rapprochement des prix aux taux de change nominal En se basant sur ces deux graphiques, l‘existence d‘une relation linéaire potentielle entre le taux de change et les prix reste plausible. On remarque que les deux variables évoluent constamment en sens inverse. Le sens d‘évolution contraire est conforme aux prédictions théoriques 197 cependant l‘ampleur de la réponse des prix aux volatilités du taux de change nominal prête à confusion. En effet, à la suite de périodes transitoires de forte dépréciation (juin 2008 par exemple), les prix augmentent modestement alors qu‘ils augmentent sensiblement suite à des périodes de dépréciation moins importantes (juin 2009). Ce décalage pourrait être justifié par le retard de réaction des prix aux mouvements du taux de change du marché198. IPCX = 244.77 - 7.1205*euro - 5.2564*euro (-7) + t 196 Taux de change en PPA traduit le nombre d’unités de monnaie domestique nécessaire pour une seule unité d’euro. 197 Notamment de la littérature théorique exposée en première section. 198 A ce titre les critères d’Akaike et Schwarz indiquent un retard de sept mois. 237  Cahiers de la Recherche Résultats d‘estimation par la méthode des moindres carrés ordinaires Statistique t Probabilité C (1) -3.434015 (0.0013) C (2) -2.566030 (0.0021) R2 ajusté: 0.21 Test Durbin Watson: 0.1462 Fisher (probabilité) : 0.002 Toutefois, par une simple régression du taux de change nominal sur l‘évolution des prix fondamentaux au Maroc, nous obtenons, hormis la constante, un résultat significatif par rapport aux fluctuations du taux de change nominal à la fois pour la réponse immédiate que pour la réponse décalée. Ainsi, une dépréciation réelle de 1% du dirham par rapport à l‘euro entraîne à terme des 7 mois une hausse proportionnelle des prix de 5.25 %. Par ailleurs, en terme réel, le taux de change en parité de pouvoir d‘achat ne semble avoir aucun impact sur les prix particulièrement depuis le dernier trimestre de l‘exercice 2009. La variation des prix étant plus ou moins stable malgré la dépréciation continue et réelle du dirham marocain 199. Un tel scénario aurait dû renchérir les produits marocains alors que, paradoxalement, les autorités monétaires voulaient autrement. La stabilité des prix étant assuré et contenu relativement à un niveau modéré. En réalité, la dépréciation récente de la parité réelle du dirham est due essentiellement à la flambée des prix des produits alimentaires et des matières premières énergétiques en zone euro. En dépit de ces événements, la politique monétaire menée jusqu‘à présent remplit empiriquement bel et bien sa fonction en matière de stabilité des prix. 3.3 Estimation de la courbe de Philips à la manière de Gerlach et Gerlach-Kristen La littérature théorique déjà évoquée précédemment confirme l'existence théorique d'une relation réciproque entre les prix intérieurs et le taux de change en PPA absolue, une transmission qui s'opère théoriquement par le canal du coût de la main d'œuvre qui, suite à une certaine modification, agit sur la structure des coûts des entreprises industrielles en les incitant à répercuter ces modifications sur leur politique de prix et par suite de conséquences sur la parité du dirham par rapport à l'euro. Lorsqu'un pays est touché par un choc positif d'offre réelle 200, on devrait assister à une augmentation de la production nationale, à une dépréciation réelle de la devise domestique, et à une baisse des prix201. La baisse des prix obéit à un simple mécanisme d'offre et de demande 202. D'une part, dans une économie ouverte comme celle du Maroc, les autorités monétaires déprécient 199 Pendant cette période, l’euro s’est apprécié de 4 figures pour se rétablir en juin et en PPA à 1.07 dirhams). 200 Un choc d'offre réelle peut être défini comme étant un changement exogène au niveau des prix des matières premières ou d'énergie, de productivité ou des salaires. 201 Il est à noter que le modèle de Balassa et Samuelson 1964 prévoit plutôt, sous certaines hypothèses, qu'un choc d'offre positif entraîne une appréciation réelle de la devise nationale. 202 Voir figure 1 : modèle Cournot 238  Cahiers de la Recherche la monnaie domestique dans l'espoir de stimuler les exportations de l'excès inattendu de production. D'autre part, cette dépréciation permet d'absorber la déflation par le phénomène de l'inflation importée. Bref, dans l'objectif d'étudier la persistance de la dynamique des prix fondamentaux face à ce type de chocs nous estimons dans ce qui suit un modèle à la façon de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) moyennant la méthode SUR203 : IPCXt = 44.6 + 0.12*IPCXt-1 –0.003*GAPt –18.94*PPAt+0.16*eurot+0.64*LCIt204 +Zt (3.2859) (1.0604) (-0.1997) (-1.7039) (0.2619) (7.6170) (0.0073) (0.3117) (0.3117) (0.8453) (0.7982) (0.0000) R² adjusted: 0.98 Test Durbin Watson: 2.8103 IPCXt, IPCX¨t-1, GAPt, PPAt, EUROt, LCIt et Zt représentent respectivement l'inflation sous jacente présente, l'inflation sous jacente retardée d'un seul trimestre205, le gap de production industrielle 206, le taux de change en parité du pouvoir d'achat par rapport à l'euro, le taux de change nominal et l'indice du coût de la main d'oeuvre européenne. L'introduction du taux de change en parité par rapport à l'euro et l'indice du coût de la main d'œuvre permettent de capter l'impact des chocs de demande - notamment ceux des prix à l'importation - et d'offre réelle. Les séries, par ailleurs, sont considérées en fréquence trimestrielle alors que les valeurs entre parenthèses indiquent respectivement la statistique T et l'écart type. A l'issu de la régression du modèle de Phillips 3 éléments essentiels méritent d'être notés : - Sur la base du critère de la sensibilité de l'inflation aux effets permanents des chocs, le Maroc affiche une très faible persistance des effets inflationnistes retardés d'un trimestre. Le paramètre estimé de l'inflation passé étant de 0,12. - Au Maroc, le gap de la production industrielle ne produit quasiment aucun effet sur la dynamique des prix. - Avec un signe positif, l'indice du coût de la main d'œuvre semble produire l'effet escompté sur la dynamique des prix fondamentaux. Ainsi l'évolution conjoncturelle des coûts horaires totaux supportés par les employeurs européens et causée par l'embauche de la force de travail se traduit à 203 Seemingly Unrelated Regression 204 L'indice du coût de la main d'oeuvre montre l'évolution conjoncturelle des coûts horaires totaux supportés par les employeurs et résultant de l'embauche de la force de travail. L'indice couvre toutes les activités économiques marchandes excepté l'agriculture, la sylviculture, la pêche, l'éducation, la santé et les activités de services collectifs, sociaux et personnels. Les coûts de la main d'oeuvre incluent les salaires et traitements bruts, les cotisations sociales à la charge des employeurs et les impôts moins les subventions liées à l'emploi. L'indice du coût de la main d'œuvre est un "indice de coût chaîné de type Laspeyres" exprimé dans une année de référence commune (2008=100) 205 La corrélation des erreurs est présumée en raison de l'existence dans le modèle de la variable endogène en variable explicative retardée, d'où l'estimation moyennant la technique Seemingly Unrelated Regression Estimation, 206 Le gap de la production industrielle représente la différence entre la production effective et la production potentielle obtenue par la technique du filtre linéaire. 239  Cahiers de la Recherche court terme par une inflation de 0.64%. Ce résultat concorde avec les enseignements exposés au niveau de la littérature théorique. Dans ce sens, la littérature existante souligne également qu'une forte persistance des effets inflationnistes est généralement associée à une volatilité importante de l'inflation. En effet, les deux critères de persistance et de volatilité de l'inflation réduisent toute possibilité d'intervention d'ordre monétaire moyennant le canal du taux de change nominal. Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) trouvent que les effets inflationnistes sont moins persistants dans les pays où les autorités monétaires utilisent le taux de change nominal en tant qu'instrument d'absorption des effets de ces chocs207. De même, Taylor (2000) affirme qu'une faible transmission du taux de change aux prix est liée à un faible niveau d'inflation avec une volatilité et une persistance réduite. Statistiques descriptives de l'inflation sous-jacente 2007 2008 2009 2010 2011 Moyenne -0,1020 0,2050 0,1103 0,1091 0,1085 Médiane 0,0143 0,2362 0,0450 0,0889 0,0891 Ecart-type 0,4347 0,1504 0,2599 0,0943 0,1310 Coefficient d'asymétrie -0,6797 -0,2593 0,5293 0,6114 0,1421 Kurtosis -0,8048 -1,7138 -1,3008 0,2027 -2,9411 Concrètement, ces avancés semblent coller parfaitement au cas tout particulier de l'économie marocaine. D'une part, les résultats de régression montrent une très faible persistance de l'inflation sous jacente retardée d'un trimestre (0.12). D'autre part, la volatilité plus ou moins apparente durant l'exercice 2007 devient au fur et à mesure minime au point d'atteindre une stagnation. En suivant le même courant de pensée que celui de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006), nous pouvons conclure que les autorités monétaires marocaines adoptent davantage le canal du taux de change nominal dans le but d'absorber les effets inflationnistes des chocs notamment d'offre réelle (ou de main d'oeuvre). Partant des critères de persistance et de volatilité de l'inflation sous jacente, l'approche de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) nous amène à aborder une question fondamentale : celle du pouvoir du taux de change à pallier aux effets inflationnistes auxquels s'expose sans cesse l'économie marocaine. 3.4.Application du modèle d’Edwards au cas de l’économie marocaine De récents travaux empiriques, notamment aux noms de Mishkin (2000), de Campa (2005) ou encore de Golberg (2006), soutiennent l'idée selon laquelle la transmission des mouvements du taux de change aux prix a tendance à se renforcer au fur et à mesure que les pressions inflationnistes émanant de l'étranger s'accentuent. Ces réflexions excluent, toutefois, tout impact sur le taux de 207 À ce titre, rappelons que les deux pays étudiés par Gerlach et Gerlach-Kristen (2006) sont Singapour et Hong Kong. Le régime de « Currency broad» de Hong Kong exclut les mouvements du taux de change nominal à des fins discrétionnaires de stabilisation de l’inflation et de la production. À Singapour, où le régime monétaire repose sur l’ancrage de plusieurs indicateurs, le taux de change nominal joue le rôle d’outil d’absorption des effets des chocs dans le but de préserver l’inflation et la production de toute fluctuation excessive) 240  Cahiers de la Recherche change réel. C'est quasiment dans ce sens qu'Edwards (2006) arrive à mettre en évidence sa contribution. Définit comme étant le rapport des prix des biens non échangeables aux prix des biens échangeables, le taux de change réel est une variable déterminante permettant de juger de l'efficacité du canal du taux de change nominal208 pour contrecarrer les effets inflationnistes. Edwards établit ce lien -celui du taux de change nominal au taux de change réel - fondamental en se basant sur le postulat suivant : l'action monétaire par le biais du taux de change nominal est considérée comme étant efficace si et seulement si les variations de ce dernier aux variations des prix des biens échangeables est forte et aux prix des biens non échangeables est faible. Autrement dit, il est absolument indispensable que les variations anticipées du taux de change nominal209 soient transmises au taux de change réel. La relation « taux de change nominal - prix des biens échangeables et non échangeables - taux de change réel » repose sur trois conjectures traditionnellement monétaristes : - La loi du prix unique pour les biens échangeables : e = P t / P*t Avec Pt et P*t prix des biens échangeables domestiques et étrangers. - Les prix des biens non échangeables Pnt sont gérés par les conditions internes du marché. - Les salaires sont rigides par rapport aux variations du taux de change nominal. En se basant sur ces conjectures, il en résulte que toute augmentation du taux de change nominal "e" (dépréciation du taux de change domestique) entraîne une hausse des prix des biens échangeables et donc une dépréciation du taux de change réel (appréciation réelle de la monnaie domestique). Par suite de conséquence, le taux de change nominal joue effectivement son rôle d'absorption des effets inflationnistes. Dans ce cadre, il s'agit d'étudier le pouvoir de transmission des mouvements anticipés du taux de change nominal, mené d'ailleurs, dans le but d'être transmises aux prix afin de contrecarrer les chocs inflationnistes 210. Il était question dans la section précédente, notamment en poursuivant le courant de Gerlach- Kristen rappelons-le, d'étudier le pouvoir du taux de change nominal à absorber les effets inflationnistes ; Néanmoins, les concluions s'appuient sur une relation entre le taux de change et l'inflation générée à partir des indices des prix à la consommation. Par ailleurs, au niveau de la littérature existante211, il est présumé que, dans les économies émergentes, le pass-through du taux de change nominal aux prix à l'importation ou encore à l'indice des prix à la production est plus fort qu'aux prix à la consommation212. Ces indices permettent de mettre mieux en exergue la fonction d'amortissement des effets inflationnistes qu'est supposé remplir le taux de change nominal. L'analyse de la relation taux de change nominal - prix au sens d'Edwards occupe ainsi toute sa place au sein du fil conducteur de cette recherche dans le sens où elle permet de compléter l'approche entamée par Gerlach et Kristen (2006). 208 Levier d'action entre autres, déterminant pour toute politique monétaire 209 On entend par variations anticipées des variations gérées par les autorités monétaires 210 Kandil et Mirzane 2003 précisent que les mouvements attendus du taux de change nominal sont liés aux comportements et anticipations des agents 211 Ito & Sato 2006, Bacchetta & Van wincoop 2003 212 Les économistes du FMI (2005) analysent le pass-through via les indices à la production (PPI) et l'indice des prix de gros(WPI). 241  Cahiers de la Recherche En vue d'évaluer le pouvoir de correction du taux de change nominal aux effets inflationnistes sur les prix des biens échangeables, nous estimons le modèle suivant : t = c0 + c1 t t(- t; Avec : PPIt et PPIt (-p) : indice des prix à la production de la zone euro momentané et retardé d‘un mois ; Et : taux de change nominal du dirham par rapport à l‘euro. Résultats d‘estimation d‘une fonction de type Edwards via la technique SUR Et IPPI (zone euro) IPPI-1 (zone euro) C(1) C(2) C(3) 1.36663 1.689074 1.101782 1.904281 0.470094 0.466174 (0.4822) (0.0021) (0.0296) R² ajusté : 0.516071 Test Durbin Watson : 2.741179 Les résultats confirment l‘inexistence d‘un pouvoir de transmission significatif des fluctuations du taux de change nominal à l‘indice des prix à la production. Toutefois il est possible de constater une certaine concordance notamment avec les courants de pensée de Campa (2005) et de Golberg (2006). En effet, avec des pressions inflationnistes momentanées de 1.68% ou retardées de 1.1%, le pouvoir de transmission du taux de change aux prix des biens échangeables est statistiquement insignifiant. Par conséquent, les mouvements du taux de change nominal ne sont pas transmis au taux de change réel. Dès lors, le taux de change nominal n‘est pas un instrument d‘absorption des effets inflationnistes particulièrement sur les prix des biens non échangeables. Cette rigidité est due à deux facteurs potentiels : - L‘administration du taux de change par les autorités monétaires constitue un obstacle majeur à la réactivité des prix des biens non échangeables ce qui réduit nettement l‘option d‘une intervention monétaire par l‘intermédiaire de ce canal. - Un faible pouvoir de transmission sur les prix, notamment des biens des produits non échangeables procure plus de flexibilité et d‘indépendance à la politique monétaire marocaine. Ceci favorise en conséquence l‘instauration d‘une politique de ciblage d‘inflation. A ce titre, rappelons le, Bank Al-Maghrib œuvre dans l‘objectif de réaliser une transition graduelle vers une telle politique. Il est important de noter à ce stade que les résultats du modèle d‘Edwards appliqué pour le cas de l‘économie marocaine rejoignent ceux obtenus précédemment en estimant le modèle de la courbe 242  Cahiers de la Recherche de Phillips : A l‘exception du pouvoir de transmission du taux de change réel aux prix des biens non échangeables, ces deux modèles dégagent un faible pass-through du taux de change nominal aux prix des biens échangeables. 4. CONCLUSIONS La présente contribution est avant tout un essai de validation à la fois théorique et empirique d‘une l‘hypothèse fondamentale : celle de l‘existence même d‘une relation significative entre les prix et le taux de change au Maroc. Partant de ce postulat plusieurs modèles théoriques ont été exposés. Ces modèles prévoient, sans exception, que toute appréciation de la variable taux de change devrait être systématiquement traduite par une baisse au niveau des prix à l‘importation. En présence de produits homogènes, les firmes domestiques produisent à leur tour le même effet stimulant ainsi vers la baisse les prix de leurs produits. En revanche et en cas de produits différenciés, le résultat de cette baisse reste fortement lié à la structure des marchés domestiques et étrangers mais aussi au degré de leur compétitivité respectifs. Ces modèles confirment, en effet, l‘hypothèse de départ ainsi que l‘existence d‘une relation réciproque entre le taux de change et répondent mieux encore à la manière avec laquelle l‘effet de transmission devrait être produit. L‘objectif de la présentation d‘un tel cadre théorique s‘étend encore davantage pour motiver l‘inclusion de certaines variables au niveau des estimations empiriques. Grâce à des fonctions de réaction de type Gerlach Kristen, il a été possible de se prononcer sur la persistance de la transmission des effets inflationnistes aux prix intérieurs. Une persistance d‘ailleurs qui s‘est montrée assez modeste (0.12) et qui, conjuguée à un faible niveau d‘inflation (0.08 en moyenne sur la période d‘étude), confirme l‘usage du taux de change en tant qu‘instrument efficace pour maintenir inchangé le niveau des prix à la consommation. Une deuxième approche, à la méthode d‘Edwards aura pour vocation, à la différence de l‘approche Gerlach Kristen, l‘étude du pouvoir de transmission, cette fois, du taux de change aux prix des biens échangeables mesurés notamment par l‘indice des prix à la production. Les résultats économétriques montrent que le pouvoir de transmission du taux de change aux prix des biens échangeables est insignifiant. Le paramètre estimé étant de 1,36. En somme, les deux approches se complètent mutuellement et permettent de forger une idée claire sur la nature de la relation du taux de change non pas uniquement eu égard des prix des biens non échangeables (prix à la consommation) mais également eu égard des prix des biens échangeables (prix à la production). 243  Cahiers de la Recherche BIBLIOGRAPHIE Al-Zoubi M. & Al-Sharkas A., "Stock prices and inflation : evidence from Jordan, Saudi Arabia, Kuwait and morocco", in Economic Research Forum, www.erf.org.eg/, November 2010, 30/03/2012, pp. 26. Agénor P. R. & El Aynaoui K., "The transmission mechanism of monetary policy in morocco: an analytical framework", in Economic Research Forum, www.erf.org.eg/, workshop, October 2008, 30/03/2012, pp. 59. Abdul Hafez Ghars El-Din M. & Hasan Jawad Mohammad Y., "Exchange rate and domestic prices in the GCC countries", in Economic Research Forum, www.erf.org.eg/, working paper 105, August 1998, 30/03/2012. 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