\documentclass[11pt,twoside]{article}\makeatletter \IfFileExists{xcolor.sty}% {\RequirePackage{xcolor}}% {\RequirePackage{color}} \usepackage{colortbl} \usepackage{wrapfig} \usepackage{ifxetex} \ifxetex \usepackage{fontspec} \usepackage{xunicode} \catcode`⃥=\active \def⃥{\textbackslash} \catcode`❴=\active \def❴{\{} \catcode`❵=\active \def❵{\}} \def\textJapanese{\fontspec{Noto Sans CJK JP}} \def\textChinese{\fontspec{Noto Sans CJK SC}} \def\textKorean{\fontspec{Noto Sans CJK KR}} \setmonofont{DejaVu Sans Mono} \else \IfFileExists{utf8x.def}% {\usepackage[utf8x]{inputenc} \PrerenderUnicode{–} }% {\usepackage[utf8]{inputenc}} \usepackage[english]{babel} \usepackage[T1]{fontenc} \usepackage{float} \usepackage[]{ucs} \uc@dclc{8421}{default}{\textbackslash } \uc@dclc{10100}{default}{\{} \uc@dclc{10101}{default}{\}} \uc@dclc{8491}{default}{\AA{}} \uc@dclc{8239}{default}{\,} \uc@dclc{20154}{default}{ } \uc@dclc{10148}{default}{>} \def\textschwa{\rotatebox{-90}{e}} \def\textJapanese{} 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Based on quarterly and annual data from 1980 to 2010, our results show that, whatever the method used, the nominal exchange rate does not play the role of a shock absorber mechanism in these two countries. \end{abstract} \keywords{Pass-through, shock absorber, monetary policy, Tunisia, Morocco.} \begin{textblock*}{18cm}(1cm,1cm) % {block width} (coords) \textcolor{GJBlue}{\LARGE Global Journals \LaTeX\ JournalKaleidoscope\texttrademark} \end{textblock*} \begin{textblock*}{18cm}(1.4cm,1.5cm) % {block width} (coords) \textcolor{GJBlue}{\footnotesize \\ Artificial Intelligence formulated this projection for compatibility purposes from the original article published at Global Journals. However, this technology is currently in beta. \emph{Therefore, kindly ignore odd layouts, missed formulae, text, tables, or figures.}} \end{textblock*} \let\tabcellsep& \section[{INTRODUCTION}]{INTRODUCTION}\par endant des décennies, le taux de change a été au centre des débats sur les politiques macroéconomiques dans les pays émergents. En effet, le taux de change est un canal de transmission de la politique monétaire. De plus, cette variable joue, dans les petites économies émergentes fortement ouvertes, un rôle important dans la détermination de la dynamique de l'inflation. Enfin, la recherche d'une plus grande compétitivité de l'économie et le maintien de la stabilité financière peuvent justifier cette prise en compte.\par De fait, la littérature existante stipule que le taux de change nominal est pris en considération dans la Author ? : faculté des sciences économiques et de gestion de Sfax -Tunisie. E-mail : medsghaier.imen@gmail.com variations affectent les écarts d'inflation ou de production.Cela nous conduit à aborder la notion du degré de transmission des variations du taux de change nominal aux prix ou du « pass-through ».\par Un large courant de la littérature souligne l'importance d'évaluer le degré de pass-through, et d'établir s'il a diminué ou non, car cet élément entre en ligne dans la formulation de la conduite de la politique monétaire \hyperref[b31]{(Mishkin, 2008 ;}\hyperref[b20]{Edwards, 2006 ;}\hyperref[b26]{Gagnon et Ihrig, 2004)}. En effet, un degré de pass-through faible signifierait que les variations du taux de change ont moins d'effets sur les prix à la consommation et, par conséquent, sur l'inflation à court terme. Cela pourrait modifier les prévisions des banques centrales concernant le comportement futur de l'inflation, prévisions qui sont déterminantes dans la conduite de la politique monétaire. De plus, une transmission faible des variations du taux de change pourrait avoir des conséquences sur la propagation des chocs monétaires entre les pays ainsi que sur le choix que font les pays en matière de régime de change et de cadre de politique monétaire.\par Dans le cadre de notre travail, nous analysons l'efficacité du taux de change nominal dans l'absorption des effets inflationnistes des chocs, en Tunisie et au Maroc. L'interaction dynamique entre le taux de change nominal et les prix est étudiée selon deux approches empiriques. La première soulève l'ampleur du degré de pass-through selon la méthode d' \hyperref[b20]{Edwards (2006)}. La deuxième consiste en l'estimation de fonctions de réaction à la façon de Gerlach et \hyperref[b27]{Gerlach-Kristen (2006)}.\par Ce travail est organisé comme suit. La première section discute des déterminants du pass-through et résume les résultats de certaines études empiriques. La deuxième section décrit les variations du taux de change effectif nominal en Tunisie et au Maroc, les facteurs sous-jacents et les effets qui en découlent sur l'inflation. La troisième section décrit et applique les approches d' \hyperref[b20]{Edwards (2006)} et de Gerlach et \hyperref[b27]{Gerlach-Kristen (2006)} pour le cas de la Tunisie et le Maroc.\par économie ouverte, les variations du taux de change se transmettent dans la plupart des cas de façon partielle et différée dans le temps aux prix domestiques. Ce phénomène dit, de pass-through incomplet a été intégré dans de nombreux modèles de la Nouvelle Macroéconomie Ouverte qui mettent en évidence les conséquences importantes sur l'équilibre macroéconomique. Pour \hyperref[b6]{Betts et Devereux (1996)}, le pass-through incomplet permet d'expliquer la forte volatilité des taux de change réel. En outre, tenir compte de la faible sensibilité des prix aux variations de change modifie les mécanismes de transmission internationale des chocs et la conception de la politique monétaire optimale \hyperref[b15]{(Devereux et Engel, 2003)}. Dans cette perspective, le degré de pass-through est influencé par les facteurs suivants:\par -la structure et le degré de concurrence sur les marchés des biens : De nombreux auteurs \hyperref[b4]{(Bacchetta et Van Wincoop, 2005 ;} {\ref Corseti et Dedola, 2003 ;}\hyperref[b7]{Bergin et Feenstra, 1998)} s'interrogent sur les déterminants microéconomiques du pass-through incomplet, i. e. sur les raisons qui peuvent pousser une firme exportatrice à ajuster sa stratégie de prix de façon à lisser l'impact des variations de change sur les prix à l'importation. La littérature théorique se penche alors sur le rôle de la discrimination par les prix (pricing-to-market ou PTM) dans l'explication des écarts à la loi du prix unique et à la parité des pouvoirs d'achat. Le PTM signifie que des entreprises, dotées d'un pouvoir de marché, discriminent entre marché en choisissant un prix de vente spécifique au marché de destination. En effet, dans un cadre d'incertitude sur le niveau futur du taux de change et de concurrence imparfaite, les firmes exportatrices peuvent adopter une stratégie de passthrough incomplet. Laisser les prix étrangers s'ajuster aux variations de change introduit en effet un risque de demande pour la firme, qui ne peut pas prévoir la quantité qu'elle devra produire lorsque les prix en monnaie locale sont sensibles aux chocs de change. Lorsque ce risque de demande est élevé, les entreprises exportatrices peuvent absorber une partie des variations du taux de change dans leurs marges plutôt que de les laisser se répercuter sur les prix en monnaie locale. La part des variations de change absorbée par les exportateurs dépendra alors de différents paramètres structurels comme l'élasticité perçu de la demande, le pouvoir de marché de la firme sur le marché destinataire, etc.\par -l'environnement inflationniste : Plusieurs articles s'intéressent également à des déterminants du pass-through de type macroéconomique. Taylor (2000) a été l'un des premiers à formuler explicitement l'hypothèse que le passage à une faible inflation ait laquelle tend à diminuer dans une économie où le taux d'inflation est faible et où la politique monétaire est davantage crédible. En fait, la crédibilité et l'efficacité de la politique monétaire à maintenir un taux d'inflation bas doivent amener les firmes à anticiper la non persistance de tout choc négatif du taux de change sur l'inflation et par conséquent elles ne répercutent pas directement sur leur prix l'effet change \hyperref[b26]{(Gagnon et Ihrig, 2004)}. \hyperref[b16]{Devereux et Yetman (2002)} élaborent un modèle à valeurs nominales rigides qui établit une relation entre politique monétaire et le degré de transmission des variations du taux de change aux prix. Le raisonnement intuitif à la base du modèle est simple. Les entreprises choisissent la fréquence optimale de révision de leurs prix en présence de chocs exogènes en comparant les frais fixes liés à une variation des prix et les pertes qu'elles subissent si elles laissent leurs prix inchangés face à l'inflation et aux mouvement du taux de change nominal (qui se répercutent sur les coûts de production). Une politique monétaire plus restrictive, qui réduit le taux d'inflation, entraîne donc des pertes plus faibles en l'absence de rajustements des prix, ce qui se traduit par un degré faible de pass-through.\par Bailliu et \hyperref[b2]{Bouakez (2004)} ont également montré les implications, pour la politique monétaire, d'une atténuation du degré de pass-through. En effet, la diminution de la transmission aux prix à la consommation pourrait influer sur les prévisions des autorités monétaires relatives à l'évolution future de l'inflation, lesquelles jouent un rôle très important dans la conduite de la politique monétaire. Ainsi, pour que la politique monétaire soit menée avec succès, il faut non seulement que les autorités monétaires aient une bonne compréhension théorique de la dynamique de l'inflation, mais qu'elles puissent relativement bien prédire le comportement futur de l'inflation . Si les prévisions d'inflation étaient fondées sur des estimations qui ne tiendraient pas compte de la récente atténuation du degré de pass-through, ces prévisions pourraient surestimer les effets des variations du taux de change sur l'inflation.\par -le régime du taux de change : dans un régime de taux de change flexible, une faible transmission des variations du taux de change aux prix peut contribuer à stabiliser la production et l'inflation. \hyperref[b17]{Devereux (2001)} montre que dans une petite économie ouverte présentant un degré élevé de transmission des variations du taux de change aux prix, l'arbitrage entre la volatilité de la production (ou de la consommation) et la volatilité de l'inflation est prononcé quelle que soit la règle de politique monétaire. Une politique qui cherche à stabiliser la production engendre une volatilité élevée forte volatilité de l'inflation. C'est pourquoi un degré faible du pass-through pourrait apporter plus de souplesse dans la conduite d'une politique monétaire indépendante et faciliter la mise en place d'un régime de ciblage de l'inflation \hyperref[b11]{(Choudhri et Hakura, 2001)}.\par -Autres facteurs : les rigidités nominales et l'ajustement lent des prix à la consommation peuvent rendre les prix intérieurs moins réactifs aux variations de taux de change. \hyperref[b16]{Devereux et Yetman (2002)} Plusieurs travaux empiriques sur données agrégées s'interrogent à expliquer les écarts de passthrough entre pays importateurs. Campa et Goldberg (2005) estiment l'ampleur du pass-through sur les prix à l'importation des principaux pays de l'OCDE et aboutissent à une forte hétérogénéité entre pays, les prix à l'importation étant en moyenne moins sensibles aux variations du taux de change dans les pays importateurs les plus riches notamment les Etats-Unis. Ils obtiennent des élasticités de transmission moyennes d'environ 60\% à court terme et de 75 \% à long terme. Ces résultats sont conformes aux estimations d' \hyperref[b0]{Anderton (2003)}. Celui-ci a en effet conclu qu'à long terme, 50 à 70 \% des variations du taux de change effectif de l'euro sont transmises aux prix des biens manufacturés importés des pays n'appartenant pas à la zone euro.\par Bouakez et Rebei (2008) ont plutôt recours pour un modèle structurel d'équilibre général dynamique pour estimer le degré de pass-through au Canada. Ils constatent que l'incidence des variations du taux de change sur les prix canadiens à l'importation est restée assez stable, mais que leur effet sur les prix à la consommation a baissé ces dernières années. Des simulations montrent que cette réduction tient largement au changement de régime de politique monétaire La littérature empirique sur le pass-through incomplet met en évidence des écarts importants entre pays de niveau de développement différent. Ainsi, \hyperref[b28]{Goldfajn et Werlang (2000)} Le tableau 1 montre que le pass-through est lié au niveau de développement économique. Pour un horizon de 6 mois, le coefficient de pass-through est plus élevé dans les pays en développement et les pays émergents que dans les pays développés. A 12 mois, le pass-through est presque total dans les pays émergents (0,912).\par Toutefois, \hyperref[b30]{Mihaljek et Klau (2008)}, pour un échantillon de 14 pays émergents, ont trouvé que le degré de transmission des variations du taux de change aux prix à la consommation paraît avoir diminué durant la dernière décennie. Leur étude qui porte sur la période 1994-2006, a permis de montrer que le pass-through est incomplet pour la plupart des pays de l'échantillon, en particulier grâce à l'adoption de régimes de politique monétaire plus crédibles. Le même, résultat est trouvé par \hyperref[b3]{Barhoumi et Jouini (2008)} sur la base d'une étude menée sur un échantillon de 8 pays en de développement. \section[{III. TAUX DE CHANGE ET INFLATION EN TUNISIE ET AU MAROC}]{III. TAUX DE CHANGE ET INFLATION EN TUNISIE ET AU MAROC}\par Au cours des années 1990, la Tunisie a adopté une politique de ciblage du taux de change effectif réel dans le cadre d'un objectif affiché de stabilité, de réaction à la forte volatilité des termes de l'échange et de promotion de la croissance. En fait, cette stratégie a consisté, depuis le plan de stabilisation de 1986, à maintenir une dynamique continue de dépréciation du taux de change effectif nominal.\par Le respect de cette politique a conduit les autorités monétaires à ajuster périodiquement le taux de change nominal, limitant ainsi la capacité du taux de change réel à absorber les effets des chocs exogènes et endogènes. Cette politique a donné des résultats relativement bons dans la mesure où le pays a évité les écueils du ciblage du taux de change effectif réel, c'està-dire la persistance d'une inflation élevée et un mésalignement du taux de change \hyperref[b22]{(Fanizza et al, 2002)}.\par Comme le montre le graphique 1, sur le long terme, les taux de change nominal et réel suivent des tendances marquées à la dépréciation. Cependant, cette dépréciation à long terme ne s'effectue pas de façon régulière mais procède par paliers, des phases de stabilisation du taux de change réel étant suivies de dévaluations. La fin de période fait toutefois exception, puisqu {\ref '} Concernant l'inflation, l'économie marocaine a connu deux cycles d'inflation bien définis : un premier cycle de 1990 à 1995 durant lequel l'inflation s'est située au-delà de 5\% et un second cycle de 1996 à 2010 marqué par une inflation faible oscillant autour de 2\%. Cette maîtrise de l'inflation a permis d'améliorer la compétitivité de l'économie marocaine en maintenant une certaine stabilité de la valeur du dirham par rapport aux principales devises.\par Tout au long des années quatre-vingt, le dinar et le dirham ont donc été en accord avec ce que nécessitait l'évolution de l'environnement international, marqué tout à la fois par le ralentissement de l'inflation mondiale, en conséquence du relèvement des taux d'intérêt et du durcissement des conditions de l'endettement extérieur. Depuis le début des années quatre-vingt-dix, la politique des taux de change a été en revanche moins active au Maroc. L'évolution de la valeur réelle du dinar tunisien est donc plus favorable à la compétitivité. \section[{IV. ETUDE EMPIRIQUE DU DEGRÉ DE PASS-THROUGH EN TUNISIE ET AU MAROC}]{IV. ETUDE EMPIRIQUE DU DEGRÉ DE PASS-THROUGH EN TUNISIE ET AU MAROC}\par Deux approches empiriques sont utilisées pour traiter la relation entre le taux de change nominal et les prix dans le cadre de la conduite de la politique monétaire en Tunisie et au Maroc. La première est proposée par \hyperref[b20]{Edwards (2006)}. Elle est fondée sur l'étude du « pass-through » des variations du taux de change nominal aux prix des biens échangeables et non échangeables dans le but d'analyser l'efficacité du taux de change nominal dans l'absorption des effets inflationnistes des chocs. La deuxième approche consiste à étudier la contribution du taux de change nominal dans l'ajustement macroéconomique des effets des chocs sur la base du critère de la persistance de l'inflation proposé par Gerlach et Gerlach-Kristen (2006). b) L'approche d' \hyperref[b20]{Edwards (2006)} Une des modifications les plus significatives de l'économie mondiale ces dernières années est la forte réduction du degré de transmission des variations du taux de change. Cette évolution a été décrite empiriquement dans de nombreux pays. Il est généralement admis que l'adoption de régimes de politique monétaire plus crédibles a joué un rôle important à cet égard. Toutefois, cette ligne de pensée exclut l'impact indirect de la transmission du taux de change nominal aux prix sur le taux de change réel. \hyperref[b20]{Edwards (2006)} soulève le rôle du taux de change réel. Sachant que le taux de change réel peut être défini comme le rapport des prix des biens échangeables aux prix des biens non échangeables, il est important de faire la distinction entre la transmission des variations du taux de change nominal aux prix des biens échangeables et la transmission aux prix des biens non échangeables.\par Dans la littérature existante, le lien entre le degré de pass-through et la capacité d'ajustement aux effets inflationnistes des chocs du taux de change nominal n'est pas suffisamment mise en évidence \hyperref[b32]{(Mishkin, 2000)}. \hyperref[b20]{Edwards (2006)} établit ce lien sur la base du postulat suivant : le taux de change peut servir à amortir les chocs si la transmission des variations du taux de change nominal aux prix des biens échangeables est forte et que la transmission aux prix des biens non échangeables est faible. Ainsi, pour que le taux de change nominal soit un instrument d'ajustement aux effets des chocs, il est indispensable que les variations du taux de change nominal soient transmises au taux de change réel \hyperref[b21]{(Edwards et Levy-Yeyati, 2005)}. Par conséquent, la notion de degré de pass-through soulève non seulement la question de l'inflation, mais aussi l'efficacité du taux de change nominal dans l'absorption des effets inflationnistes des chocs. Cette relation repose sur trois hypothèses traditionnelles : i) La loi du prix unique pour les biens échangeables ; ii) Les prix des biens non échangeables sont gérés par les conditions internes du marché des biens non échangeables ; et iii) Les salaires sont rigides, ils ne réagissent pas à la dépréciation nominale de la monnaie domestique.\par Etant donné la définition du taux de change réel, et sous les hypothèses précédentes, une dépréciation du taux de change nominal entraîne une hausse des prix des biens échangeables et donc une dépréciation du taux de change réel. Dés lors, le taux de change nominal peut jouer un rôle effectif dans l'absorption des effets des chocs.\par Cette approche est pertinente dans la mesure où les biens échangeables ont une plus forte teneur en inputs importés, ces biens sont plus réactifs au taux de change nominal \hyperref[b9]{(Campa et Goldberg, 2006 ;}\hyperref[b5]{Bacchetta et Van Wincoop, 2003)}.\par En raison de l'absence des données sur les biens échangeables et non échangeables nous avons choisi, à l'image d' \hyperref[b20]{Edwards (2006)} Dans la même lignée de l'étude d' \hyperref[b20]{Edwards (2006)}, l'équation à estimer est la suivante : En raison de la corrélation des erreurs, liée à l'existence de la variable dépendante retardée en tant que variable explicative, la méthode d'estimation SURE («Semmingly Unrelated Regressions Estimation») est appliquée . Les résultats des estimations sont donnés par les tableaux 2 et 3. t t k t N k k j t M j j t LogP LogE LogP LogP ? ? ? ? ? + ? + ? + ? + = ? ? = ? = ? ? * 0 1 1 `\textbf{(1}\par IPC IPP 3 Selon le critère d'Akaike et de Schwarz, l'ordre approprié est de 4 trimestres pour IPC et 1 trimestre pour E dans les deux pays. En revanche, pour IPP, l'ordre approprié est de 2 trimestres en Tunisie et de 3 trimestres au Maroc. 4 Devereux et Yetman (2002) adopte une démarche analogue. 5 Tous les tests économétriques sont réalisés avec le logiciel RATS, version 7.0. Ce résultat atteste à première vue l'importance que revêt la rigidité des prix pour la détermination du degré de pass-through. Les économistes du FMI (2007) soulignent que l'administration des prix inclus dans le panier de calcul de l'indice des prix à la consommation constitue un obstacle majeur à la réactivité des prix aux chocs. En Tunisie, les prix d'environ 30\% du panier de l'IPC sont encore administrés contre 20\% au Maroc. La politique monétaire perd de sa souplesse et de son efficacité en présence d'une grande part de prix administrés. Ceci est d'autant plus important dans le cas d'un cadre de ciblage de l'inflation où la prévision de l'inflation et la capacité à réagir rapidement aux chocs sont primordiales. Rappelons que les autorités monétaires tunisiennes et marocaines continuent de mettre en place les fondements d'un régime de ciblage d'inflation.\par Les variations des prix mondiaux semblent exercer une influence positive sur les prix domestiques en Tunisie et au Maroc. Les deux pays affichent une hétérogénéité au niveau de l'inertie de l'inflation. En Tunisie, l'inflation est fortement expliquée par l'inflation retardée, traduisant ainsi la persistance de l'inflation dans le pays. L'ampleur de la persistance de l'inflation en Tunisie a été également soulignée par les économistes du FMI (2007). Au Maroc, la persistance de l'inflation est modérée. Au Maroc, l'inflation passée touchant les biens échangeables et non échangeables persiste moins qu'en Tunisie. Néanmoins, au sein des deux pays, la persistance de l'inflation est plus marquée pour les biens non échangeables (IPC) que pour les biens échangeables (IPP). c) L'approche {\ref de Gerlach et Gerlach-Kristen (2006)} Les fonctions de réaction de la banque centrale développées au milieu des années 1980 permettent d'étudier la conduite de la politique monétaire. Elles permettent en effet d'endogénéiser les taux d'intérêt en réaction à certaines variables macroéconomiques telles que l'inflation et la production, ce qui donne l'opportunité à la Banque centrale non seulement de se préoccuper de la stabilité des prix, mais aussi de la régulation conjoncturelle.\par Cette approche ne semble pas convenir pour le cas {\ref de} V. \section[{CONCLUSION}]{CONCLUSION}\par Ce papier analyse l'efficacité du taux de change nominal dans l'absorption des effets des chocs, notamment sur les prix en Tunisie et au Maroc. Cette question est abordée selon deux approches empiriques. La première est fondée sur l'étude du degré de transmission des variations du taux de change nominal aux prix des biens échangeables et non échangeables. Cette approche suit le courant de pensée d \hyperref[b20]{'Edwards (2006)}. La deuxième approche consiste en l'estimation de fonctions de réaction du taux de change nominal à la façon de Gerlach et \hyperref[b27]{Gerlach-Kristen (2006)}.\par Deux résultats découlent de notre étude empirique. En premier lieu, il n'y a pas d'évidence d'une transmission statistiquement significative des variations du taux de change nominal aux prix. L'absence de réactivité des prix aux variations du taux de change porte aussi bien sur les prix à la consommation que sur les prix à la production. En se référant à l'approche d' \hyperref[b20]{Edwards (2006)}, en Tunisie et au Maroc, le taux de change nominal n'est pas un outil d'ajustement des effets inflationnistes des chocs. En deuxième lieu, les variations du taux de change nominal ne constituent pas une source de perturbation de l'objectif final de maîtrise de l'inflation, poursuivi par les autorités tunisiennes et marocaines. En outre, la perspective d'une transition progressive vers une politique monétaire de ciblage de l'inflation ne peut pas être entravée par ces chocs.\par En accord avec le principe de la parité du pouvoir d'achat.\par L'absence d'une contribution significative du taux de change nominal dans l'absorption des effets des chocs nous amène à déduire que les variations du taux de change nominal seraient encadrées par les autorités monétaires tunisiennes et marocaines dans un contexte de semi-ancrage souple et modéré. Une explication plausible de cette orientation est la « peur du flottement » qui influence la conduite de la politique monétaire. Dans ce sens, la « peur du flottement », incite les autorités monétaires à alléger la pression sur le taux de change nominal et à limiter ses variations excessives.\begin{figure}[htbp] \noindent\textbf{2004}\includegraphics[]{image-2.png} \caption{\label{fig_0}Fujii ( 2004 )}\end{figure} \begin{figure}[htbp] \noindent\textbf{} \par \begin{longtable}{P{0.8357874865156418\textwidth}P{0.0009169363538295576\textwidth}P{0.005501618122977346\textwidth}P{0.005960086299892125\textwidth}P{0.0018338727076591152\textwidth}} \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{cherchent à}\\ \multicolumn{5}{l}{établir si la lenteur de l'ajustement des prix peut}\\ \multicolumn{5}{l}{expliquer pourquoi : i) les variations du taux de change}\\ \multicolumn{5}{l}{peuvent ne pas se répercuter intégralement sur les prix}\\ \multicolumn{5}{l}{en courte période, ii) leur effet peut varier d'un pays à}\\ \multicolumn{5}{l}{l'autre. Dans le cadre théorique qu'avancent les auteurs,}\\ \multicolumn{5}{l}{la rigidité des prix est à l'origine du caractère incomplet}\\ \multicolumn{5}{l}{de la transmission des variations du taux de change en}\\ courte période.\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \multicolumn{3}{l}{b) Bref aperçu des études empiriques}\tabcellsep \tabcellsep \\ \multicolumn{5}{l}{Plusieurs modèles macroéconomiques récents}\\ \multicolumn{5}{l}{sur le pass-through incomplet ont cherché à expliquer}\\ \multicolumn{5}{l}{les écarts entre pays importateurs concernant la}\\ \multicolumn{5}{l}{sensibilité de leurs prix à l'importation aux variations de}\\ \multicolumn{5}{l}{change. Ainsi, Bacchetta et Van Wincoop (2005) ;}\\ \multicolumn{5}{l}{Corsetti et Dedola (2003) ; Bergin et Feenstra (1998)}\\ \multicolumn{5}{l}{mettent en évidence dans un cadre d'équilibre général}\\ \multicolumn{5}{l}{la sensibilité des stratégies de pass-through à la forme}\\ \multicolumn{5}{l}{de la fonction de demande adressée à la firme}\\ \multicolumn{5}{l}{exportatrice sur chacun de ses marchés. Dans un cadre}\\ \multicolumn{5}{l}{d'équilibre général, cet argument permet d'expliquer les}\\ \multicolumn{5}{l}{écarts de pass-through entre pays de taille différente.}\\ \multicolumn{5}{l}{En effet, la taille de marché influence les décisions}\\ \multicolumn{5}{l}{d'entrée des firmes, qui elles-mêmes se répercutent sur}\\ \multicolumn{5}{l}{l'intensité de la concurrence et sur la propension des}\\ \multicolumn{5}{l}{firmes à adopter des stratégies de pass-through}\\ \multicolumn{5}{l}{incomplet : plus le marché importateur est important,}\\ \multicolumn{5}{l}{plus la concurrence entre exportateurs est intense, ce}\\ \multicolumn{4}{l}{qui devrait accentuer les comportements de PTM.}\tabcellsep \\ \multicolumn{5}{l}{Plusieurs articles s'intéressent également à des}\\ déterminants\tabcellsep du\tabcellsep pass-through\tabcellsep de\tabcellsep type\\ \multicolumn{5}{l}{macroéconomique. C'est le cas par exemple de Taylor}\\ \multicolumn{5}{l}{(2000), qui explique la baisse tendancielle du pass-}\\ \multicolumn{5}{l}{through par la stabilisation des taux d'inflation.}\\ \multicolumn{5}{l}{L'argument de Taylor est que la stabilité des prix rend}\\ \multicolumn{5}{l}{les marchés plus transparents ce qui facilite les}\\ \multicolumn{5}{l}{comportements d'arbitrage et renforce l'incitation à}\\ \multicolumn{3}{l}{adopter des stratégies de PTM.}\tabcellsep \tabcellsep \end{longtable} \par {\small\itshape [Note: 1 ]} \caption{\label{tab_0}}\end{figure} \begin{figure}[htbp] \noindent\textbf{} \par \begin{longtable}{P{0.045075757575757575\textwidth}P{0.15454545454545454\textwidth}P{0.1481060606060606\textwidth}P{0.23825757575757572\textwidth}P{0.12234848484848486\textwidth}P{0.14166666666666666\textwidth}} Mois\tabcellsep Pays\tabcellsep Pays\tabcellsep Autres pays en\tabcellsep Pays OCDE\tabcellsep Pays non\\ \tabcellsep développés\tabcellsep émergents\tabcellsep développement\tabcellsep \tabcellsep OCDE\\ 6\tabcellsep 0.245\tabcellsep 0.394\tabcellsep 0.340\tabcellsep 0.113\tabcellsep 0.471\\ 12\tabcellsep 0.605\tabcellsep 0.912\tabcellsep 0.506\tabcellsep 0.188\tabcellsep 0.754\end{longtable} \par \caption{\label{tab_1}}\end{figure} \begin{figure}[htbp] \noindent\textbf{} \par \begin{longtable}{P{0.008755364806866953\textwidth}P{0.36261802575107294\textwidth}P{0.03721030042918455\textwidth}P{0.12841201716738196\textwidth}P{0.01167381974248927\textwidth}P{0.005836909871244635\textwidth}P{0.005836909871244635\textwidth}P{0.005836909871244635\textwidth}P{0.01167381974248927\textwidth}P{0.005836909871244635\textwidth}P{0.005836909871244635\textwidth}P{0.008025751072961372\textwidth}P{0.21742489270386264\textwidth}P{0.007296137339055794\textwidth}P{0.006566523605150214\textwidth}P{0.012403433476394849\textwidth}P{0.0007296137339055794\textwidth}P{0.0014592274678111587\textwidth}P{0.006566523605150214\textwidth}} 2012\tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{11}{l}{La dépréciation du taux de change effectif réel}\\ ebruary\tabcellsep \multicolumn{12}{l}{depuis quelques années a été alimentée par des chocs négatifs persistants sur les termes de l'échange et par une plus grande ouverture des échanges, en particulier}\\ F\tabcellsep \multicolumn{12}{l}{dans le contexte de l'accorde d'association avec l'Union}\\ \tabcellsep \multicolumn{12}{l}{Européenne. Les dernières estimations suggèrent que}\\ \tabcellsep \multicolumn{12}{l}{dans l'ensemble le niveau actuel du taux de change}\\ \tabcellsep effectif\tabcellsep réel\tabcellsep est\tabcellsep \multicolumn{4}{l}{globalement}\tabcellsep \multicolumn{3}{l}{conforme}\tabcellsep \multicolumn{2}{l}{aux}\\ \tabcellsep \multicolumn{12}{l}{fondamentaux (FMI, 2010). Concernant l'inflation, elle a}\\ \tabcellsep \multicolumn{12}{l}{été contenue, se situant en moyenne à 3\% pour la}\\ \tabcellsep \multicolumn{12}{l}{période 2000-2010, par rapport aux 5\% aux cours des}\\ \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{années 1990.}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep monétaire\tabcellsep et\tabcellsep a\tabcellsep contribué\tabcellsep à\tabcellsep la\tabcellsep stabilité\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep macroéconomique. Les dernières estimations indiquent\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep que le niveau du taux de change du dirham est\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep globalement en ligne avec les fondamentaux\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep économiques (FMI, 2010).\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{10}{l}{Graphique 2 : Taux de change effectifs nominal et réel du Dirham (1980-2010)}\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{160.000}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{140.000}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{250.000 120.000}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{100.000 200.000}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep taux de change effectif\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{80.000}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep nominal\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{150.000 60.000 40.000}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep taux de change effectif taux de change effectif nominal réel\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{100.000 20.000}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep taux de change effectif réel\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{0.000 50.000}\tabcellsep 1980\tabcellsep 1983\tabcellsep 1986\tabcellsep 1989\tabcellsep 1992\tabcellsep 1995\tabcellsep 1998\tabcellsep 2001\tabcellsep 2004\tabcellsep 2007\tabcellsep 2010\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep 0.000\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep 1980\tabcellsep 1983\tabcellsep 1986\tabcellsep 1989\tabcellsep 1992\tabcellsep 1995\tabcellsep 1998\tabcellsep 2001\tabcellsep 2004\tabcellsep 2007\tabcellsep 2010\end{longtable} \par {\small\itshape [Note: Source : SFI, FMI (2012).Source: Goldfajn et Werlang, (2000). A ebruary F Source : SFI, FMI (2012).]} \caption{\label{tab_2}}\end{figure} \begin{figure}[htbp] \noindent\textbf{} \par \begin{longtable}{P{0.01675289480167529\textwidth}P{0.778590785907859\textwidth}P{0.02994579945799458\textwidth}P{0.010261148066026115\textwidth}P{0.0027223454052722343\textwidth}P{0.007329391475732939\textwidth}P{0.004397634885439763\textwidth}} \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{Î?"logIPC t-2 Observations Persistance de l'inflation Pass-through à court terme}\tabcellsep 0.004 (0.036) 84 0.486 0.231\tabcellsep Î?"logIPP t-2\tabcellsep 84 0.097 0.035\tabcellsep 0.3** (2.57)\\ \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{Pass-through à long terme}\tabcellsep -0.003 0.45\tabcellsep \tabcellsep 0.038\\ \tabcellsep Î?"logIPC t-3 Durbin-Watson\tabcellsep \tabcellsep 2.01\tabcellsep \tabcellsep 2.05\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep (-0.3)\tabcellsep \\ \tabcellsep \multicolumn{5}{l}{0.433* Notes : Les t-statistiques sont indiquées entre parenthèses. La persistance de l'inflation est la somme des}\\ \tabcellsep Î?"logIPC t-4\tabcellsep \multicolumn{4}{l}{coefficients pour les observations retardées des prix (IPC et IPP).}\\ \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{4}{l}{(3.83) *** significatif à 1\%, ** significatif à 5\%, * significatif à 10\%.}\\ \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{Source : Estimations des auteurs.}\tabcellsep \tabcellsep \\ \tabcellsep \multicolumn{3}{l}{Observations Persistance de l'inflation Notre résultat concluant l'inexistence d'une 84 0.774 transmission significative des variations du taux de change nominal aux prix à la consommation (IPC) en}\tabcellsep \tabcellsep 84 0.454\tabcellsep ebruary F\\ \tabcellsep \multicolumn{3}{l}{Pass-through à court terme Tunisie et au Maroc concorde avec d'autres travaux 0.054 empiriques. A cet effet, en étudiant un large échantillon}\tabcellsep \tabcellsep 0.04\\ \tabcellsep \multicolumn{3}{l}{de pays, Choudhri et Haruka (2001) montrent que la}\tabcellsep \\ and Business Research Volume XII Issue II Version I Journal of Management Global\tabcellsep \multicolumn{5}{l}{2 régressions. La transmission à court terme des Î?"logE t-1 -0.054 (-0.8) Î?"log P* 0.139 (0.89) Les tableaux 2 et 3 résument les résultats des variations du taux de change nominal aux des biens non échangeables (IPC) est négative en Tunisie, mais positive au Maroc. Elle est non significative pour les deux pays. L'équation (1) des tableaux 2 et 3 montre un Tableau 3 : Transmission des variations du taux de change nominal aux prix au Maroc, 1990:1-2010:4 Î?"logE t-1 -0.04 (-0.2) Î?"log P* degré de pass-through à long terme de 0.238 pour la Tunisie et de 0.45 pour le Maroc. En d'autres termes, une dépréciation nominale de 1\% du dinar se traduit par une augmentation de l'inflation de 0.238\% alors qu'une dépréciation de 1\% du dirham se traduit par une augmentation de l'inflation de 0.45\%. Pass-through à long terme 0.238 0.073 Durbin-Watson 1.8 2.13 transmission des variations du taux de change aux prix est incomplète, y inclut en Tunisie et au Maroc. Devreux et Yetman (2002) notent qu'en Tunisie, la transmission des variations du taux de change à l'IPC est dérisoire et statistiquement non significative. Aussi, les économistes du FMI (2007) trouvent une transmission significative, mais faible, des variations du taux de change nominal aux prix à la consommation. La transmission des variations du taux de change nominal aux prix des biens échangeables (IPP) est également positive dans les deux pays. Cependant, le coefficient estimé du taux de change nominal n'est pas significatif. En d'autres termes, une appréciation nominale de la monnaie domestique entraîne une hausse des prix des biens échangeables en Tunisie et au Maroc. En termes d'efficacité du taux de change nominal dans l'absorption des effets inflationnistes des Equation (1) chocs, aucun de ces pays ne montre une faible Equation (2) IPC transmission du taux de change aux prix des biens non IPP Î?"logE t-1 0.231 ** (2.15) Î?"logE t-1 échangeables et une forte transmission aux prix des -0.035 (-0.149) Î?"log P* 0.136 (0.607) Î?"log P* 0.763*** (5.031) Î?"logIPC t-1 -0.008 (-0.07) Î?"logIPP t-1 -0.061 (-0.563) biens échangeables. Dans les deux pays, les résultats sont contraires aux hypothèses théoriques : la transmission est forte aux prix des biens non échangeables et faible aux prix des biens échangeables. En Tunisie et au Maroc, il n'y a pas d'évidence d'une transmission statistiquement significative des variations du taux de change nominal aux prix des biens 0.091 Î?"logIPC t-1 0.34* Î?"logIPP t-1 Î?"logIPC t-2 0.037 (0.337) Î?"logIPP t-2 -0.053 (-0.505) échangeables ou non échangeables. Cela implique l'absence de réactivité des prix (IPC et IPP) aux variations du taux de change nominal. Par conséquent, 0.154* (2.28) Î?"logIPC t-3 0.111 (1.01) Î?"logIPP t-3 0.211** les variations du taux de change nominal ne sont pas (2.00) transmises au taux de change réel. Dès lors, le taux de (2.92) Î?"logIPC t-4 change nominal n'est pas un instrument effectif dans 0.346*** l'ajustement des effets des chocs, notamment sur les (3.112) prix.}\end{longtable} \par {\small\itshape [Note: Notes : Les t-statistiques sont indiquées entre parenthèses. La persistance de l'inflation est la somme des coefficients pour les observations retardées des prix (IPC et IPP). *** significatif à 1\%, ** significatif à 5\%, * significatif à 10\%.Source : Estimations des auteurs.]} \caption{\label{tab_4}}\end{figure} \begin{figure}[htbp] \noindent\textbf{} \par \begin{longtable}{P{0.3914089347079037\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.07448453608247423\textwidth}P{0.042353951890034366\textwidth}P{0.007302405498281787\textwidth}P{0.09201030927835052\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.00584192439862543\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.06280068728522337\textwidth}P{0.03213058419243986\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.004381443298969072\textwidth}P{0.08762886597938144\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.0014604810996563574\textwidth}P{0.004381443298969072\textwidth}} 2012\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ ebruary\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ F\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep ?\tabcellsep \multicolumn{2}{l}{log(}\tabcellsep E\tabcellsep t\tabcellsep )\tabcellsep =\tabcellsep ?\tabcellsep 0\tabcellsep +\tabcellsep ?\tabcellsep 1\tabcellsep ?\tabcellsep log(\tabcellsep E\tabcellsep t\tabcellsep ?\tabcellsep 1\tabcellsep )\tabcellsep +\tabcellsep ?\tabcellsep 2\tabcellsep ?\tabcellsep t\tabcellsep +\tabcellsep ?\tabcellsep 3\tabcellsep (\tabcellsep Y\tabcellsep t\tabcellsep ?\tabcellsep Y\tabcellsep * t\tabcellsep )\tabcellsep +\tabcellsep v\tabcellsep t\tabcellsep (3)\\ où\tabcellsep E\tabcellsep t\tabcellsep \multicolumn{19}{l}{est le taux de change effectif nominal de}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \\ \multicolumn{38}{l}{Tableau 4 : Résultat d'estimation d'une fonction de réaction du type Gerlach et Gerlach-Kristen (2006)}\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{5}{l}{Tunisie}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep Maroc\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{5}{l}{Constante}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{5}{l}{-0.012}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep 0.013\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{5}{l}{(-0.52)}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep (1.23)\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{3}{l}{Î?"log(E t-1 )}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{5}{l}{0.509**}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep 0.585**\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{3}{l}{(2.36)}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep (3.27)\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{2}{l}{?}\tabcellsep t\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{5}{l}{-0.0008 (-0.18)}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep -0.002 (-0.78)\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep (\tabcellsep \multicolumn{4}{l}{* t y ? ) t y}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{3}{l}{0.32 (0.57)}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep 0.024 (0.11)\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep R\tabcellsep 2\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{3}{l}{0.32}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep 0.38\\ \multicolumn{38}{l}{Notes : Les t-statistiques sont indiqués entre parenthèses.*, **, *** indiquent les seuils significatifs à 10\%, 5\% et}\\ \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \multicolumn{32}{l}{1\%. La méthode d'estimation est les doubles moindres carrés.}\\ \multicolumn{11}{l}{Source : Estimations des auteurs.}\tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \tabcellsep \end{longtable} \par \caption{\label{tab_5}}\end{figure} \footnote{© 2012 Global Journals Inc. (US)} \backmatter \begin{bibitemlist}{1} \bibitem[Fmi ()]{b25}\label{b25} \textit{}, Fmi . 2005. « Arab Republic of Egypt (Selected Issues) \bibitem[Corsetti and Et Dedola ()]{b13}\label{b13} G Corsetti , L Et Dedola . \textit{Macroeconomics of international price discrimination », CEPR. 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