Bulletin
de L’Observatoire
des Politiques Économiques
en Europe

1. Introduction

Entre 2008 et 2025, l’économie marocaine a été exposée à une succession d’épisodes dont les mécanismes de transmission diffèrent sensiblement : la crise financière mondiale de 2008–2009, les tensions économiques et sociales associées au Printemps arabe en 2011, la pandémie de COVID-19 en 2020–2021, puis le choc énergétique et inflationniste de 2022–2023. La crise financière s’est propagée principalement par le commerce, le tourisme et la demande extérieure adressée au Maroc ; l’épisode de 2011 a donné lieu à des mesures budgétaires de stabilisation sociale d’une ampleur inhabituelle ; la pandémie a combiné un choc d’offre, un choc de demande et une intervention publique exceptionnelle ; la flambée des prix de l’énergie et des produits alimentaires de 2022–2023, enfin, a déplacé la priorité de la politique économique vers la stabilité des prix. Cette hétérogénéité constitue précisément l’intérêt analytique de la période : elle offre un cadre quasi naturel pour examiner si la fonction de réaction de la banque centrale demeure stable lorsque la nature des perturbations change.

Le Maroc présente en outre une configuration institutionnelle qui justifie une lecture euro-méditerranéenne. L’Union européenne en est le premier partenaire commercial et le premier investisseur étranger, et le dirham est rattaché à un panier de devises dominé par l’euro. Les conditions monétaires, financières et de prix de la zone euro s’y transmettent donc largement. Étudier la conduite des politiques macroéconomiques marocaines revient ainsi à observer comment une économie partenaire de l’Union absorbe des perturbations partiellement communes, avec des marges de manœuvre plus étroites et un cadre institutionnel différent de celui de la Banque centrale européenne (BCE). Cette exposition ne doit toutefois pas être confondue avec une origine : les chocs de 2020 et de 2022 sont mondiaux avant d’être européens, et le cadre euro-méditerranéen est mobilisé ici comme canal de transmission, non comme source exclusive des perturbations.

1.1 Positionnement dans la littérature empirique

La littérature consacrée aux fonctions de réaction des banques centrales fournit un socle méthodologique solide. La règle de Taylor (1993) en constitue la formulation canonique, enrichie par Clarida, Galí et Gertler (1998, 2000) d’un terme de lissage et d’une dimension prospective. Rudebusch (2002) a établi qu’une inertie estimée élevée n’atteste pas nécessairement d’un lissage délibéré et peut refléter la persistance de déterminants omis, avertissement dont la portée est directe pour le cas étudié ici. Orphanides (2001) a montré, par ailleurs, que l’estimation de telles règles est sensible à la mesure de l’écart de production, en particulier lorsque celle-ci repose sur une information révisée plutôt que disponible en temps réel. Pour les économies émergentes, Mohanty et Klau (2004) documentent un poids élevé du lissage et une sensibilité marquée au change.

Les travaux portant spécifiquement sur le Maroc ou sur la région restent cependant circonscrits à des périmètres distincts de celui retenu ici. Lahlou (2009) estime une règle prospective de BAM par la méthode des moments généralisés en tenant compte de l’inflation importée. Moumni et Dasser (2011) confrontent plusieurs spécifications de la règle de Taylor, avec et sans lissage, sur la période 1995–2008. Helmi (2011) étend la règle aux taux étrangers et au taux de change dans un échantillon de pays de la région MENA.

Guizani et Wierzbowska (2022) constituent le point de comparaison le plus direct : sur des données couvrant le Maroc et l’Égypte de 2007 à 2017 et la Tunisie de 2000 à 2017, ces auteurs estiment des fonctions de réaction de type Taylor et examinent explicitement la période de transition associée au Printemps arabe. Ils ne relèvent pas d’élément net en faveur de stratégies fondées sur une règle, observent une inertie marquée du taux directeur et identifient, pour le Maroc, certains signes d’une sensibilité accrue à l’écart de production pendant la transition. Prises ensemble, ces contributions documentent l’inertie du taux directeur, le rôle potentiel du change et la difficulté d’assimiler la conduite monétaire à une règle mécanique.

La lacune empirique à laquelle répond le présent article tient à la combinaison, et non à chacun de ces éléments pris isolément. Aucun de ces travaux ne couvre conjointement, sur un même échantillon trimestriel prolongé jusqu’en 2025 : la pandémie et le choc inflationniste de 2022–2023 ; les conditions monétaires de la zone euro et le taux de change euro-dirham traités comme contrôles explicites ; une mesure directe de l’orientation budgétaire introduite dans la règle elle-même ; l’analyse de la stabilité structurelle par des procédures endogènes et ciblées ; la sensibilité à l’ordre d’identification récursive ; et un test formel de non-linéarité par seuil. À cela s’ajoute une contribution proprement statistique : la reconstruction de la base sur une série de PIB officielle homogène, qui rend caduque la correction de rupture pratiquée dans les travaux antérieurs et modifie l’interprétation des résultats de stabilité.

1.2 Question de recherche et positionnement méthodologique

La question posée est double. Dans quelle mesure la fonction de réaction de BAM demeure-t-elle stable lorsque la nature des chocs et l’environnement externe changent ? Et comment cette réaction monétaire s’articule-t-elle avec l’orientation budgétaire observable ? La notion de policy mix est employée ici avec prudence : elle désigne la configuration conjointe des deux orientations et non, par hypothèse, une coordination institutionnelle formalisée.

L’analyse ne présuppose ni l’application mécanique d’une règle, ni une préférence institutionnelle directement observable. Elle mesure des régularités conditionnelles : persistance du taux directeur, réactions à l’inflation et à l’activité, sensibilité aux épisodes de crise et aux conditions externes, association éventuelle avec l’orientation budgétaire. Cette distinction est essentielle. Les estimations reposent sur les moindres carrés ordinaires avec inférence robuste ; elles ne résolvent pas la simultanéité potentielle entre inflation, activité et décisions de taux, et ne sauraient donc être interprétées comme des effets causaux. Les coefficients rapportés décrivent des corrélations conditionnelles, et l’ensemble de la discussion est calibré en conséquence.

L’article s’organise en sept sections. La section 2 précise les canaux d’exposition externe et leur dimension euro-méditerranéenne. La section 3 expose le cadre analytique et propose une comparaison contextuelle avec la BCE. La section 4 décrit les données, la construction des variables et la stratégie empirique. La section 5 présente les résultats et les tests de robustesse. La section 6 en discute les implications. La section 7 rassemble les limites et la conclusion.

2. Cadre externe et canaux de transmission

Le Maroc entretient avec l’Europe une interdépendance ancienne et structurante. L’Union européenne en est le premier partenaire commercial et le premier investisseur étranger (Commission européenne, 2024). En 2024, l’Europe a représenté près de 62 % du commerce extérieur marocain, l’Union européenne en concentrant l’essentiel ; elle absorbe environ les deux tiers des exportations marocaines et fournit plus de la moitié des importations (Office des changes, 2025). L’intégration ne se limite pas aux flux : le tissu productif marocain est inséré dans des chaînes de valeur européennes — automobile, aéronautique, textile, agro-alimentaire — qui font de la conjoncture du continent un déterminant direct de l’activité nationale. Cette proximité explique la rapidité avec laquelle les retournements européens se diffusent à l’économie marocaine, comme l’a illustré le repli de la demande externe en 2008–2009.

L’ancrage monétaire renforce cette dépendance. Depuis avril 2015, le dirham est rattaché à un panier composé à 60 % d’euro et 40 % de dollar américain. La transition vers davantage de flexibilité a été engagée de façon graduelle, avec un premier élargissement de la bande de fluctuation de ±0,3 % à ±2,5 % en janvier 2018, puis un second à ±5 % en mars 2020 (Bank Al-Maghrib, 2020). Ce dispositif a une conséquence directe : les conditions de prix et de change de la zone euro se répercutent sur les prix d’importation et la compétitivité externe, et il borne les marges de manœuvre de la banque centrale, qui ne peut s’abstraire entièrement de l’environnement européen. Le change fonctionne ainsi comme un objectif implicite autant que comme une source de chocs (Taylor, 2001).

Le choc de 2022–2023 illustre ces mécanismes tout en délimitant leur portée. La flambée des prix de l’énergie et des produits alimentaires a eu des origines mondiales — tensions sur les marchés de matières premières, guerre en Ukraine, perturbations d’approvisionnement — avant d’être transmise au Maroc par ses importations et amplifiée par une sécheresse sévère. Les liens européens constituent un canal important mais non exclusif : l’exposition concerne également les fournisseurs mondiaux d’énergie et de céréales ainsi que les conditions financières internationales. BAM a souligné que les pressions, d’abord externes, se sont ensuite diffusées aux composantes domestiques de l’inflation (Bank Al-Maghrib, 2023). L’inflation en glissement annuel a atteint un pic mensuel de 10,1 % en février 2023, correspondant à un maximum trimestriel de 9,1 % sur la série retenue ici. Pour une banque centrale d’économie ouverte, le dilemme consiste alors à contenir la diffusion des tensions et les anticipations sans traiter un choc de coûts importé comme s’il provenait d’un excès de demande interne.

Les conditions financières internationales constituent un troisième canal. Le resserrement synchronisé des grandes banques centrales en 2022–2023, et la divergence de rythme entre la Réserve fédérale et la BCE, ont nourri une forte volatilité du couple euro-dollar — précisément les deux devises du panier marocain — et renchéri le coût des financements externes (Bank Al-Maghrib, 2022). Une économie partenaire de l’Union subit ces mouvements sans pouvoir en infléchir la cause.

Le cadre euro-méditerranéen est donc interprété dans cet article comme un canal d’exposition et de transmission, et non comme l’origine des chocs. Cette précision évite d’assimiler des perturbations globalement déterminées à des « chocs euro-méditerranéens » au sens strict, tout en conservant l’intérêt du lien privilégié avec l’Union européenne pour comprendre leur propagation. Elle justifie également le traitement empirique retenu à la section 5, où les conditions monétaires de la zone euro sont introduites comme variables de contrôle et non comme déterminants exclusifs.

3. Cadre analytique

3.1 Règle de Taylor, lissage et principe de Taylor

La formulation de Taylor (1993) relie le taux nominal à l’écart d’inflation à la cible et à l’écart de production. Le principe de Taylor y adjoint une condition de stabilité : une réponse plus que proportionnelle à l’inflation, soit un coefficient d’inflation de long terme supérieur à l’unité. Clarida, Galí et Gertler (1998, 2000) ont enrichi cette formulation de deux ingrédients devenus standard, le lissage du taux et une dimension prospective tournée vers l’inflation anticipée.

Trois avertissements méthodologiques structurent l’usage qui en est fait ici. Premièrement, Rudebusch (2002) rappelle qu’une inertie estimée élevée peut refléter la persistance de variables omises autant qu’un lissage délibéré ; l’interprétation institutionnelle du coefficient autorégressif doit donc rester conditionnelle. Deuxièmement, Orphanides (2001) montre que la mesure de l’écart de production affecte substantiellement les coefficients estimés, ce qui commande de traiter cette variable comme une construction et non comme une observation. Troisièmement, l’absence de série homogène d’anticipations d’inflation sur l’ensemble de la période impose une spécification contemporaine, qui constitue une approximation opérationnelle d’une règle prospective et non son équivalent structurel. Ces trois réserves sont explicitement traitées dans la stratégie de robustesse exposée en section 4.5.

3.2 Policy mix, coordination et régimes de crise

Le policy mix désigne la combinaison des deux grands leviers de la politique économique. Tinbergen (1952) en a posé la grammaire : poursuivre plusieurs objectifs indépendants suppose au moins autant d’instruments. Mundell (1962) en a précisé la logique en attribuant à chaque autorité l’objectif sur lequel elle dispose d’un avantage comparatif. Leeper (1991) a formalisé l’interaction sous l’angle de régimes « actifs » et « passifs » : la stabilité macroéconomique dépend de la combinaison des comportements monétaire et budgétaire davantage que de chacun pris isolément. De là une typologie usuelle : selon que les deux orientations se renforcent, s’ignorent ou se contrarient, le policy mix est dit coordonné, neutre ou conflictuel.

Transposés à une économie émergente, ces cadres rencontrent des frictions bien identifiées : transmission monétaire incomplète, contrainte du régime de change, espace budgétaire limité par la dette, qualité inégale des statistiques conjoncturelles (Mohanty & Klau, 2004). Le Maroc en offre une illustration nuancée : inflation longtemps contenue, panier de change progressivement assoupli, endettement public significatif, et absence de cible d’inflation chiffrée sur l’essentiel de la période.

L’article traite l’interaction des politiques à deux niveaux, qu’il importe de ne pas confondre. Le premier est descriptif : les orientations annuelles peuvent être concordantes ou divergentes sans que cela atteste d’une coordination institutionnelle. Le second est économétrique : une mesure discrète de l’orientation budgétaire est introduite directement dans la règle de réaction afin de tester si elle améliore l’explication du taux directeur. Cette seconde étape, développée en sections 4.2 et 5.4, distingue le présent travail des analyses purement narratives du policy mix marocain.

3.3 Comparaison contextuelle avec la Banque centrale européenne

Le choc inflationniste de 2022–2023 a placé BAM et la BCE devant des pressions en partie communes, notamment énergétiques et alimentaires, mais dans des cadres institutionnels difficilement comparables. La BCE poursuit une cible d’inflation explicite de 2 % et conduit sa politique dans une union monétaire dotée de marchés financiers profonds. BAM opère dans une économie de plus petite taille, avec un régime de change arrimé à un panier et une transmission bancaire différente. Entre 2022 et 2023, la BCE a relevé le taux de sa facilité de dépôt de −0,5 % à 4,0 %, tandis que BAM portait son taux directeur de 1,5 % à 3,0 %.

Cet écart d’amplitude ne constitue ni une mesure de performance ni un indicateur de fermeté relative. Il reflète des mandats, des structures financières, des niveaux initiaux de taux et des mécanismes de transmission différents. Le tableau 1 sert exclusivement à situer les contextes institutionnels respectifs ; il ne fonde aucune évaluation comparée de la qualité des réponses monétaires.

Tableau 1. Bank Al-Maghrib et Banque centrale européenne face au choc inflationniste de 2022–2023 : contextes institutionnels.

Dimension	Bank Al-Maghrib	Banque centrale européenne
Mandat / cible	Stabilité des prix sans cible chiffrée formelle sur la période ; transition vers le ciblage engagée	Cible d’inflation explicite de 2 %
Régime de change	Panier ancré (60 % EUR / 40 % USD) ; bande élargie en 2018 et 2020	Euro flottant
Pic d’inflation	10,1 % (février 2023, glissement annuel mensuel)	10,6 % (octobre 2022)
Variation instrumentale observée 2022–2023	+150 pb (taux directeur de 1,5 % à 3,0 %)	+450 pb (facilité de dépôt de −0,5 % à 4,0 %)
Nature dominante du choc	Inflation largement importée, puis diffusion domestique	Choc importé, puis diffusion interne plus large
Contraintes de transmission	Économie ouverte de petite taille, panier de change, marchés financiers moins profonds	Union monétaire, euro flottant, marchés financiers profonds

Sources : Bank Al-Maghrib (2022, 2023) ; Banque centrale européenne (2023) ; Eurostat (2022). Note : la comparaison est strictement contextuelle. Les variations de taux directeur ne constituent pas une mesure comparable de l’intensité structurelle de la réponse monétaire, les deux institutions opérant sous des mandats, des régimes de change et des mécanismes de transmission différents.

Cette mise en regard souligne une asymétrie plutôt qu’une hiérarchie : une économie partenaire, important une part substantielle de son inflation, dispose de leviers plus contraints qu’une grande zone monétaire autonome. C’est dans cet écart que réside une partie de l’intérêt du cas marocain pour une lecture européenne des politiques conjoncturelles.

4. Données et stratégie empirique

4.1 Sources et construction des variables

L’échantillon est trimestriel et couvre 2008T1–2025T2, soit 70 trimestres. Les spécifications comportant un retard débutent en 2008T2 (N = 69) et celles intégrant des contrôles externes en variation retardée en 2008T3 (N = 68). Toutes les séries proviennent de sources publiques identifiées, et la base a fait l’objet d’un audit documenté dont les principaux enseignements sont rapportés ci-dessous.

Taux directeur. Le taux d’appel d’offres de Bank Al-Maghrib est retenu en fin de trimestre. L’audit de la base a révélé que la série de moyennes mensuelles publiée n’obéit pas à une convention homogène dans le temps : la moyenne publiée coïncide parfois avec la valeur de fin de mois alors même qu’une décision est intervenue en cours de mois. Quatre trimestres ont été corrigés à ce titre (2012T1, 2014T3, 2014T4, 2016T1) ; le taux de fin 2014 passe ainsi de 2,63 % à 2,50 %. La convention de fin de période, homogène sur l’ensemble de l’échantillon, est donc systématiquement préférée. Ce point n’est pas anodin pour une fonction de réaction : une convention hétérogène déplace le calendrier des variations et biaise mécaniquement l’estimation du terme de lissage.

Inflation. L’inflation retenue est la moyenne trimestrielle des variations annuelles mensuelles officielles de l’indice des prix à la consommation publié par le Haut-Commissariat au Plan (base 100 = 2017), obtenues via le portail MANAR-Stat. Elle est utilisée en niveau et non en écart à une cible, BAM n’ayant pas poursuivi de cible chiffrée formelle sur l’essentiel de la période. Ce choix répond à une interrogation formulée en évaluation : la série mobilisée est bien l’indice officiel du HCP, et non une série de travail non documentée. La série trimestrielle héritée de l’étude initiale, dont la source primaire n’a pu être établie, a été écartée de l’estimation et conservée dans la base à seule fin de traçabilité.

Produit intérieur brut réel et écart de production. Le PIB réel est la série trimestrielle officielle du Haut-Commissariat au Plan — Direction de la Comptabilité Nationale, corrigée des variations saisonnières, exprimée aux prix de l’année précédente chaînés, base 2014, et rétropolée de façon homogène sur 1980T1–2026T1. Cette série remplace le raccordement de deux bases statistiques (2007 et 2014) pratiqué dans la version antérieure de ce travail. La conséquence est double : il n’est plus nécessaire de corriger une discontinuité mécanique autour de 2014, et toute instabilité détectée à cette date ne peut plus être imputée à un artefact de raccordement. L’écart de production est calculé comme 100 fois la composante cyclique du logarithme de cette série longue, extraite par filtre de Hodrick-Prescott avec $$$\lambda=1600$$$ (Hodrick & Prescott, 1997) appliqué avant restriction à la fenêtre d’estimation, afin de limiter le biais de fin d’échantillon.

Le choix du filtre appelle une justification explicite. Les critiques adressées au filtre de Hodrick-Prescott sont documentées (Hamilton, 2018), mais il demeure la référence opérationnelle des institutions publiques et des banques centrales dans les évaluations de politique économique, ce qui facilite la comparabilité des résultats. Il est donc retenu comme mesure centrale, la sensibilité de l’écart de production étant traitée comme une limite explicite en section 7 plutôt que dissimulée.

Conditions monétaires externes et change. Le taux des opérations principales de refinancement de la BCE est extrait du portail statistique de l’institution ; le cours moyen euro-dirham provient de Bank Al-Maghrib. Ces deux variables sont introduites en variations retardées d’un trimestre : ce choix évite d’ajouter des séries potentiellement intégrées d’ordre un en niveau et réduit la simultanéité. Une réserve doit être signalée : le taux principal de refinancement demeure à 0,00 % de mars 2016 à juillet 2022 et ne résume donc pas à lui seul l’orientation monétaire de la zone euro sur cette période, laquelle a largement reposé sur des instruments non conventionnels.

Orientation budgétaire. La mesure centrale repose sur le solde global du Trésor hors recettes de privatisation, en pourcentage du PIB, publié par le ministère de l’Économie et des Finances. Une série du Fonds monétaire international (2024), issue de la base World Economic Outlook, sert de mesure alternative ; les deux ne sont pas fusionnées, leurs périmètres institutionnels différant. Le tableau 2 récapitule l’ensemble des variables.

Tableau 2. Variables, définitions et sources.

Variable	Définition retenue	Fréq.	Source
Taux directeur	Taux d’appel d’offres de Bank Al-Maghrib, fin de trimestre (%), convention homogène	Trim.	Bank Al-Maghrib (2024)
Inflation	Moyenne trimestrielle des variations annuelles mensuelles de l’IPC officiel, base 100 = 2017 (%)	Trim.	HCP (2024), portail MANAR-Stat
PIB réel	PIB trimestriel CVS, prix de l’année précédente chaînés, base 2014, série rétropolée homogène	Trim.	HCP – Direction de la Comptabilité Nationale (2024)
Écart de production	100 × composante cyclique du log du PIB réel, filtre HP λ = 1600 sur la série longue	Trim.	Calculs des auteurs
Taux directeur BCE	Taux des opérations principales de refinancement, fin de trimestre ; utilisé en variation retardée	Trim.	Banque centrale européenne (2024)
Change EUR/MAD	Cours moyen trimestriel de l’euro en dirhams ; utilisé en variation logarithmique retardée	Trim.	Bank Al-Maghrib (2024)
Orientation budgétaire	Variation annuelle du solde du Trésor hors privatisations (% PIB), codée +1 / 0 / −1	Ann.	MEF ; FMI (2024) en robustesse

Note. Le cours euro-dirham est un taux bilatéral. Le régime de change marocain reposant sur un panier euro-dollar, un taux de change effectif serait préférable pour une analyse spécifiquement consacrée au change ; cette limite est reprise en section 7.

Les diagnostics de stationnarité, conduits par tests ADF, Phillips-Perron et KPSS, indiquent un mélange de séries intégrées d’ordre zéro et d’ordre un, sans indication d’intégration d’ordre deux. Le taux directeur, le logarithme du PIB réel et le logarithme du cours euro-dirham sont non stationnaires en niveau et stationnaires en différence première selon les trois tests ; l’écart de production est stationnaire en niveau ; l’inflation et le taux de refinancement de la BCE livrent des diagnostics mixtes. Cette configuration justifie à la fois le recours à un modèle autorégressif à retards échelonnés pour l’examen d’une relation de niveaux (section 5.6) et l’estimation du modèle vectoriel autorégressif sur variables stationnaires.

4.2 Mesure de l’orientation budgétaire

L’un des reproches adressés aux analyses du policy mix marocain tient au traitement essentiellement narratif de la dimension budgétaire. Pour y répondre, l’orientation budgétaire est convertie en variable discrète directement introduite dans la fonction de réaction. Le codage est le suivant : une amélioration du solde du Trésor hors privatisations supérieure à 0,25 point de PIB par rapport à l’année précédente est codée +1 (orientation relativement restrictive) ; une détérioration supérieure à 0,25 point est codée −1 (orientation relativement expansionniste) ; les variations intermédiaires sont codées 0.

Deux précautions encadrent cet usage. D’une part, l’indicateur est annuel et sa réplication sur quatre trimestres ne crée pas quatre observations indépendantes ; des erreurs-types regroupées par année sont donc systématiquement rapportées en parallèle de l’inférence robuste. D’autre part, le seuil de 0,25 point est conventionnel : deux seuils alternatifs (0,10 et 0,50 point) et une mesure continue de la variation du solde sont estimés en robustesse. Le tableau 3 présente la classification annuelle et les configurations du policy mix qui en résultent.

Tableau 3. Orientation budgétaire annuelle et configurations du policy mix, 2010–2024.

Configuration	Années	Orientation monétaire	Orientation budgétaire
Concordance expansionniste	2010, 2011, 2012, 2018, 2019, 2020	Taux stable ou plus accommodant	Expansionniste (−1)
Soutien monétaire et consolidation budgétaire	2013, 2015, 2017, 2021, 2024	Taux stable ou plus accommodant	Restrictive (+1)
Orientation budgétaire inchangée	2014, 2016	Taux stable ou plus accommodant	Inchangée (0)
Double restriction	2022, 2023	Resserrement monétaire	Restrictive (+1)

Note. Classification fondée sur la variation du solde du Trésor hors recettes de privatisation, avec une tolérance de ±0,25 point de PIB. La répartition obtenue comprend six années expansionnistes, sept années restrictives et deux années inchangées. La classification est strictement descriptive et ne présume ni causalité ni coordination institutionnelle. L’année 2021 relève d’une consolidation budgétaire accompagnée d’un taux directeur inchangé, et non d’une concordance expansionniste.

4.3 Codage des épisodes macroéconomiques

Les épisodes sont repérés par des variables indicatrices prenant la valeur 1 pendant la fenêtre retenue et 0 autrement. Leur interprétation appelle une précision méthodologique déterminante. Les périodes considérées ne correspondent pas à des chocs homogènes et indépendants : l’épisode 2008–2009 associe la crise financière internationale et la contraction de la demande européenne adressée au Maroc ; l’épisode 2020–2021 combine le choc sanitaire, l’arrêt partiel de l’activité et une réponse budgétaire exceptionnelle ; l’épisode 2022–2023 reflète simultanément le choc énergétique, la hausse des prix alimentaires, les effets de la sécheresse et le resserrement monétaire international. Dans ces conditions, les coefficients associés à ces indicatrices ne mesurent pas l’effet causal isolé d’un choc particulier. Ils identifient des régimes macroéconomiques au sein desquels de nombreux mécanismes évoluent conjointement et sont susceptibles d’avoir modifié la fonction de réaction. Toute lecture des coefficients comme quantification d’un choc spécifique serait erronée.

La sensibilité au découpage est traitée explicitement. Chaque épisode fait l’objet d’un codage central et d’un codage alternatif, dont le détail figure au tableau 4. Pour les trois épisodes de crise, le codage alternatif resserre la fenêtre ; pour le Printemps arabe, il l’étend de 2011 à 2011–2012.

Tableau 4. Codage central et codage alternatif des épisodes macroéconomiques.

Épisode	Codage central	Codage alternatif	Interprétation retenue
Crise financière mondiale	2008T1–2009T4	2008T3–2009T4	Régime financier et de demande externe
Printemps arabe	2011T1–2011T4	2011T1–2012T4	Épisode macroéconomique, social et budgétaire
COVID-19	2020T1–2021T4	2020T2–2021T2	Régime sanitaire, d’offre et de demande
Choc inflationniste	2022T1–2023T4	2022T2–2023T4	Régime de prix et de resserrement monétaire

Note. Les indicatrices valent 1 pendant la fenêtre indiquée et 0 autrement. Le codage alternatif resserre la fenêtre pour les trois épisodes de crise et l’étend à 2012 pour le Printemps arabe, l’épisode budgétaire s’étant prolongé au-delà de l’année 2011. Les deux codages sont estimés séparément.

La prise en compte du Printemps arabe constitue un contrôle de robustesse historiquement et économétriquement pertinent. L’année 2011 a donné lieu au Maroc à un ensemble de mesures budgétaires de stabilisation sociale, portant notamment sur les subventions et la masse salariale publique, dont le Fonds monétaire international (2011) documente l’ampleur. La trace en est directement visible dans les données mobilisées ici : le solde du Trésor hors privatisations se détériore de 1,80 point de PIB entre 2010 et 2011 (tableau 3). Son omission pouvait donc laisser non contrôlé un épisode macroéconomique, social et budgétaire potentiellement pertinent pour la fonction de réaction.

4.4 Faits stylisés

Les figures 1 à 3 présentent les trois séries centrales et donnent à voir les contrastes que l’analyse économétrique doit expliquer. La figure 1 montre un taux directeur évoluant par paliers, avec un nombre restreint de décisions sur dix-sept ans. La figure 2 fait apparaître l’effondrement puis le rebond du PIB réel en 2020, sans discontinuité en 2014, ce qui confirme visuellement l’homogénéité de la série rétropolée. La figure 3 souligne le caractère exceptionnel de l’épisode inflationniste de 2022–2023 au regard de l’ensemble de la période. Ce décalage entre un instrument très lissé et un environnement fortement mouvant constitue le premier fait stylisé à rendre compte.

Figure 1. Taux directeur de Bank Al-Maghrib, 2008T1–2025T2.

Note. Les traits verticaux pointillés repèrent les années 2011, 2014, 2020 et 2022. Les années 2011, 2020 et 2022 correspondent aux principaux régimes présentés dans le tableau 4, tandis que 2014 constitue la date examinée dans l’analyse de stabilité structurelle.

Figure 2. PIB réel trimestriel du Maroc, 2008T1–2025T2 (volume chaîné, base 2014, CVS).

Note. Série CVS rétropolée en volume chaîné base 2014 (HCP – Direction de la Comptabilité Nationale). L’absence de discontinuité en 2014 illustre l’homogénéité de la série et rend caduque la correction de rupture pratiquée antérieurement.

Figure 3. Inflation en glissement annuel au Maroc, 2008T1–2025T2.

Note. Moyenne trimestrielle des variations annuelles mensuelles de l’IPC officiel (HCP, portail MANAR-Stat). Le maximum trimestriel atteint 9,1 % en 2023T1, contre un pic mensuel de 10,1 % en février 2023.

4.5 Spécification, inférence et architecture de la robustesse

La spécification de référence est délibérément parcimonieuse. Elle retient le taux directeur retardé, l’inflation et l’écart de production, trois variables au cœur d’une règle de Taylor lissée. Cette parcimonie n’est pas une prétention à l’exhaustivité : elle constitue une base à partir de laquelle des contrôles additionnels sont introduits séparément puis conjointement, précisément afin de vérifier si elle omet des déterminants importants. Dans sa forme théorique :

et, sous la forme linéarisée effectivement estimée :

où Zₜ rassemble, selon les spécifications, les indicatrices de régime et les contrôles externes. Le coefficient pertinent pour le principe de Taylor n’est pas la réaction de court terme $$$\phi_{\pi}$$$ mais sa contrepartie de long terme $$$\beta_{LT}=\frac{\phi_{\pi}}{1-\rho}$$$, qui corrige la réaction immédiate de l’inertie. Son incertitude est évaluée par la méthode delta, et deux hypothèses nulles sont testées séparément : $$$H_0:\ \beta_{LT}=0$$$ et $$$H_0:\ \beta_{LT}=1$$$. Ce double test évite une confusion fréquente et méthodologiquement lourde, qui consiste à interpréter le non-rejet de l’unité comme une validation du principe de Taylor alors que l’estimation peut être trop imprécise pour rejeter également la nullité.

L’estimation procède par moindres carrés ordinaires, l’inférence s’appuyant sur des erreurs-types robustes à l’hétéroscédasticité et à l’autocorrélation à quatre retards (Newey & West, 1987). Ce choix se justifie par les diagnostics : les tests de Breusch-Pagan rejettent l’homoscédasticité dans la quasi-totalité des spécifications, tandis que les tests de Breusch-Godfrey ne rejettent pas l’absence d’autocorrélation résiduelle d’ordre quatre dans la spécification de référence. L’inférence robuste ne corrige toutefois pas l’endogénéité : les coefficients demeurent des corrélations conditionnelles.

La stratégie de robustesse n’est pas une accumulation de tests mais une réponse ordonnée à des risques distincts. Il paraît nécessaire d’en expliciter la logique avant d’en présenter les résultats, chaque procédure visant une dimension identifiée du résultat principal :

• Simultanéité. Une seconde spécification retarde d’un trimestre l’inflation et l’écart de production, afin de rapprocher l’information mobilisée de celle effectivement disponible au moment de la décision.

• Poids de l’inertie. Un modèle autorégressif d’ordre un sert de référence, afin de mesurer la part de l’ajustement imputable à la seule persistance du taux et d’éviter que la qualité globale du modèle ne soit attribuée au contenu économique de la règle.

• Variables omises et environnement externe. Les conditions monétaires de la zone euro, le change euro-dirham et l’indicatrice du Printemps arabe sont ajoutés séparément puis conjointement, avec tests d’ajout de blocs et examen des facteurs d’inflation de la variance.

• Sensibilité au codage des régimes. Chaque épisode est réestimé sous fenêtre alternative.

• Dimension budgétaire. L’orientation budgétaire est introduite sous six définitions, avec inférence robuste et regroupée par année.

• Stabilité des paramètres. Les tests de Bai et Perron (2003), Sup-F, ave-F, exp-F, CUSUM récursif (Brown, Durbin & Evans, 1975) et des tests de Chow ciblés sur des dates théoriquement motivées sont mis en œuvre conjointement, la sélection endogène et la vérification ciblée n’ayant pas la même portée.

• Relation de niveaux. Un modèle autorégressif à retards échelonnés avec test de bornes (Pesaran, Shin & Smith, 2001) et représentation à correction d’erreur (Engle & Granger, 1987) examine la cohérence d’une relation de long terme.

• Dynamique et ordre d’identification. Un modèle vectoriel autorégressif estimé sur variables stationnaires (Sims, 1980 ; Lütkepohl, 2005) est identifié récursivement sous deux ordres alternatifs.

• Non-linéarité. Une règle à seuil endogène sur l’écart de production retardé, testée par bootstrap sauvage (Hansen, 2000), évalue l’hypothèse de coefficients dépendant du régime conjoncturel.

Cette architecture délimite d’emblée la portée de l’inférence : les tests décrits ci-dessus permettent d’évaluer la robustesse des associations estimées, non d’en établir le caractère causal. La synthèse de leurs résultats et des conclusions retenues pour chacun figure au tableau 11.

5. Résultats

5.1 Persistance du taux directeur et apport des variables macroéconomiques

La caractéristique la plus robuste de la fonction de réaction est la forte persistance du taux directeur. Dans la spécification contemporaine, le coefficient autorégressif atteint 0,969 (erreur-type robuste de 0,024) ; il demeure à 0,956 lorsque l’inflation et l’écart de production sont retardés d’un trimestre. Cette persistance est compatible avec un comportement de lissage, mais elle n’en constitue pas la preuve : conformément à l’avertissement de Rudebusch (2002), elle peut également refléter des déterminants persistants non observés — réserves de change, conditions de liquidité, anticipations d’inflation, considérations de stabilité financière. Le résultat empirique robuste est la continuité de la trajectoire du taux ; la préférence institutionnelle pour la gradualité en constitue une interprétation plausible, non une propriété démontrée.

Dans la spécification contemporaine, les coefficients de l’inflation (0,0476) et de l’écart de production (0,0198) sont positifs et significatifs au seuil de 1 %. Lorsque les variables macroéconomiques sont retardées d’un trimestre, l’inflation conserve un coefficient positif et significatif (0,0417) tandis que l’écart de production retardé devient non significatif et change de signe. Cette divergence est instructive : elle suggère que l’association entre taux directeur et position dans le cycle relève d’une contemporanéité d’information plutôt que d’une réaction à l’activité observée du trimestre précédent, et elle invite à ne pas surinterpréter le coefficient d’activité.

La comparaison avec un modèle autorégressif d’ordre un permet de situer l’apport des variables économiques et répond à une objection légitime : dans un modèle aussi inertiel, un coefficient de détermination élevé ne prouve rien en soi. Le modèle autorégressif explique déjà 93,3 % de la variance du taux directeur, contre 96,4 % pour la règle de Taylor complète. L’essentiel de l’ajustement provient donc bien de la persistance, et non du contenu économique de la règle. Deux éléments interdisent toutefois de conclure que l’inflation et l’écart de production sont sans apport. D’une part, l’amélioration des critères d’information est nette et va au-delà de la simple pénalisation du nombre de paramètres : le critère bayésien passe de −52,47 à −87,40. D’autre part, et surtout, les résidus du modèle autorégressif présentent une autocorrélation d’ordre quatre statistiquement significative (p = 0,003), alors que cette autocorrélation disparaît dès l’introduction des variables macroéconomiques (p = 0,115). Autrement dit, le modèle purement inertiel est mal spécifié, et ce sont précisément l’inflation et l’écart de production qui absorbent la dynamique résiduelle systématique. L’apport empirique incrémental des variables macroéconomiques est donc identifiable, quoique quantitativement modeste au regard du poids de la persistance. Le tableau 5 rassemble les trois spécifications, estimées sur le même échantillon de soixante-neuf trimestres.

Tableau 5. Règle de Taylor de référence et modèle autorégressif de comparaison (MCO, erreurs-types HAC de Newey-West à quatre retards).

Paramètre	M0 : AR(1)	M1 : contemporaine	M2 : information retardée
Constante	0,0912 (0,1209)	−0,0231 (0,0600)	0,0213 (0,0803)
iₜ₋₁ (ρ)	0,9593*** (0,0391)	0,9694*** (0,0242)	0,9560*** (0,0318)
Inflation	—	0,0476*** (0,0086)	0,0417*** (0,0117)
Écart de production	—	0,0198*** (0,0054)	−0,0020 (0,0050)
N	69	69	69
R²	0,933	0,964	0,954
R² ajusté	0,932	0,963	0,951
AIC	−59,17	−98,57	−80,43
BIC	−52,47	−87,40	−69,26
Breusch-Godfrey ordre 4 (p)	0,003	0,115	0,219
ADF sur résidus	−4,23	−5,92	−5,62

Note. Échantillon 2008T2–2025T2. Erreurs-types robustes entre parenthèses. *** p < 0,01 ; ** p < 0,05 ; * p < 0,10. Dans M2, l’inflation et l’écart de production sont retardés d’un trimestre. La valeur critique du test ADF sur résidus au seuil de 5 % est de −1,95. Les coefficients sont des corrélations conditionnelles et ne reçoivent pas d’interprétation causale.

5.2 Réaction de long terme et principe de Taylor

La réaction de long terme à l’inflation, qui corrige la réaction immédiate de l’inertie, ressort à 1,555 dans la spécification contemporaine et à 0,949 dans la spécification retardée. Le point estimé de la première est supérieur à l’unité, donc compatible avec le principe de Taylor. L’imprécision est toutefois considérable, l’erreur-type par méthode delta atteignant 1,210 dans le premier cas et 0,662 dans le second.

La formulation correcte du résultat exige de tester deux hypothèses distinctes. L’hypothèse $$$\beta_{LT}$$$ = 1 n’est rejetée dans aucune des deux spécifications (p = 0,647 et p = 0,939) ; mais l’hypothèse $$$\beta_{LT}$$$ = 0 ne l’est pas davantage (p = 0,199 et p = 0,151). Il serait donc erroné d’écrire que le principe de Taylor est « vérifié » : les estimations lui sont compatibles tout en étant trop imprécises pour établir une réaction de long terme distincte de zéro. Cette imprécision est la contrepartie mécanique d’une forte inertie : lorsque $$$\rho$$$ approche l’unité, le dénominateur (1 − $$$\rho$$$) devient petit et la variance du rapport explose. Le résultat doit donc se lire comme une compatibilité sans verdict, et non comme une confirmation. Le tableau 6 rassemble ces estimations et les deux tests.

Tableau 6. Réaction de long terme à l’inflation et tests du principe de Taylor.

Spécification	ρ	φπ	βLT	ET (delta)	p (H₀ : βLT = 0)	p (H₀ : βLT = 1)
M1 : contemporaine	0,969	0,0476	1,555	1,210	0,199	0,647
M2 : information retardée	0,956	0,0417	0,949	0,662	0,151	0,939

Note. $$$\beta_{LT}=\frac{\phi_{\pi}}{1-\rho}$$$. Erreurs-types de long terme calculées par méthode delta sur la matrice de covariance HAC.

À titre de comparaison, dans la spécification contemporaine M1, le coefficient de court terme associé à l’écart de production s’établit à 0,0198. Son multiplicateur de long terme est estimé à 0,648, avec une erreur-type de 0,526 et une probabilité de 0,218 pour le test de nullité.

5.3 Épisodes macroéconomiques et conditions externes

L’introduction des indicatrices de régime et des contrôles externes ne renverse pas le noyau de la règle : la persistance demeure comprise entre 0,93 et 0,98, et les coefficients d’inflation et d’écart de production restent positifs et significatifs dans l’ensemble des spécifications du tableau 7. Trois enseignements se dégagent néanmoins.

La prise en compte du Printemps arabe constitue un contrôle de robustesse pertinent. Introduite seule, l’indicatrice de 2011 est positive et significative au seuil de 5 % (0,0783 ; p = 0,016), et le test d’ajout de bloc rejette son exclusion (p = 0,013). Elle demeure significative lorsque l’ensemble des régimes de crise est introduit, sous le codage central comme sous le codage alternatif. Elle perd en revanche sa significativité dans le modèle complet incluant les contrôles externes (p = 0,132). Le codage étendu à 2011–2012 n’est pas significatif (p = 0,187) : le signal statistique détecté apparaît donc davantage concentré sur 2011 que sur une fenêtre prolongée jusqu’en 2012. L’interprétation appropriée est celle d’un signal conditionnel associé à un épisode macroéconomique particulier : 2011 est statistiquement visible dans plusieurs spécifications emboîtées, mais ne constitue pas un déterminant autonome robuste lorsque les autres régimes et les conditions externes sont simultanément contrôlés.

Les conditions monétaires de la zone euro comptent, mais leur mesure est imparfaite. Introduite seule, la variation retardée du taux de refinancement de la BCE n’est pas significative (0,0720 ; p = 0,162), et le test d’ajout du bloc externe ne rejette pas son exclusion (p = 0,135). Dans le modèle complet, en revanche, ce coefficient devient positif et significatif au seuil de 5 % (0,1179 ; p = 0,022). La variation du change euro-dirham n’est significative dans aucune spécification. Deux réserves encadrent ce résultat. D’une part, le taux principal de refinancement demeure à 0,00 % de mars 2016 à juillet 2022 : cet indicateur peut donc sous-capter une partie de l’orientation monétaire européenne pendant la période de politiques non conventionnelles. D’autre part, le cours euro-dirham est un taux bilatéral, alors que le régime marocain repose sur un panier ; un taux de change effectif serait plus approprié.

Les indicatrices de crise sont individuellement faibles mais conjointement informatives. Prises séparément, les indicatrices des crises financière, sanitaire et inflationniste ne sont généralement pas significatives, et leurs coefficients changent de signe selon la fenêtre retenue — l’indicatrice COVID-19 passe ainsi de −0,059 sous le codage central à +0,107 sous le codage alternatif. Cette instabilité doit être rapportée telle quelle : elle traduit à la fois le petit nombre d’observations propre à chaque épisode et la superposition de mécanismes hétérogènes au sein d’une même fenêtre. Le bloc conjoint des contrôles externes et des régimes améliore néanmoins significativement le modèle par rapport à la spécification de base (p = 0,002). Les facteurs d’inflation de la variance demeurent modérés, avec un maximum de 4,34 pour l’inflation et de 4,01 pour l’indicatrice du choc inflationniste, ce qui écarte un problème de colinéarité rédhibitoire tout en signalant que ces deux variables véhiculent une information partiellement redondante.

Tableau 7. Règle de Taylor augmentée : épisodes macroéconomiques et conditions externes (MCO, erreurs-types HAC).

Paramètre	M0 réf.	M1 P. arabe	M3 externes	M4 codage central	M5 codage alternatif	M6 complet
iₜ₋₁ (ρ)	0,973***(0,025)	0,964***(0,028)	0,978***(0,029)	0,931***(0,040)	0,980***(0,033)	0,975***(0,035)
Inflation	0,049***(0,008)	0,049***(0,008)	0,041***(0,009)	0,059***(0,017)	0,059***(0,017)	0,053***(0,014)
Écart de production	0,020***(0,005)	0,020***(0,005)	0,021***(0,006)	0,016***(0,005)	0,027***(0,009)	0,026***(0,009)
Δ MRO BCE (t−1)	—	—	0,072(0,051)	—	—	0,118**(0,050)
Δ log EUR/MAD (t−1)	—	—	0,009(0,014)	—	—	0,002(0,012)
Crise financière	—	—	—	0,047(0,044)	0,026(0,041)	0,088*(0,049)
Printemps arabe 2011	—	0,078**(0,032)	—	0,098**(0,039)	0,079**(0,037)	0,055(0,036)
COVID-19	—	—	—	−0,059(0,058)	0,107(0,070)	0,082(0,068)
Choc inflationniste	—	—	—	−0,093(0,082)	−0,050(0,086)	−0,106(0,075)
Constante	−0,033(0,063)	−0,016(0,067)	−0,030(0,074)	0,065(0,101)	−0,078(0,087)	−0,049(0,087)
N	68	68	68	68	68	68
R² ajusté	0,962	0,963	0,964	0,963	0,962	0,965
BIC	−85,91	−83,45	−82,11	−73,64	−73,48	−72,16

Note. Échantillon 2008T3–2025T2. Erreurs-types HAC de Newey-West à quatre retards entre parenthèses. *** p < 0,01 ; ** p < 0,05 ; * p < 0,10. M4 retient le codage central du tableau 4 ; M5 et M6 retiennent le codage alternatif. Les coefficients des indicatrices identifient des régimes macroéconomiques et ne mesurent pas l’effet causal isolé d’un choc particulier. Tests d’ajout de blocs : Printemps arabe p = 0,013 ; contrôles BCE et EUR/MAD p = 0,135 ; codage central des régimes p = 0,156 ; codage alternatif p = 0,086 ; contrôles externes et régimes conjointement p = 0,002.

5.4 Orientation budgétaire et configurations du policy mix

L’introduction directe de l’orientation budgétaire dans la fonction de réaction produit un résultat négatif, et c’est précisément à ce titre qu’il est informatif. Sur la période 2010T1–2024T4, le coefficient de la mesure centrale s’établit à −0,0189, non significatif tant avec inférence robuste (p = 0,259) qu’avec erreurs-types regroupées par année (p = 0,228). Ce résultat ne dépend d’aucune convention de construction : il se maintient avec la mesure alternative issue du Fonds monétaire international, avec la variation continue du solde, avec l’ajout des contrôles externes, et avec des seuils de classification fixés à 0,10 et 0,50 point de PIB (tableau 8). Les tests d’ajout de bloc ne rejettent l’exclusion de la variable budgétaire dans aucune des six spécifications. Parallèlement, les coefficients de lissage, d’inflation et d’écart de production demeurent proches de ceux de la règle de référence, ce qui écarte l’hypothèse d’une instabilité induite par l’ajout de la variable.

Les données ne mettent donc pas en évidence de réaction directe et systématique du taux directeur à l’orientation budgétaire annuelle. Cette conclusion doit être formulée avec précision : elle ne signifie pas que les deux politiques évoluent indépendamment, mais qu’aucune règle de réaction mécanique de l’une à l’autre n’est détectable sur les données disponibles. Elle est cohérente avec la lecture descriptive du tableau 3, qui fait apparaître des configurations tantôt concordantes, tantôt divergentes, sans régularité assimilable à une coordination institutionnalisée. L’année 2021 en offre une illustration : une consolidation budgétaire y coexiste avec un taux directeur maintenu à son plancher, configuration qu’aucune règle de coordination ne permettrait d’anticiper.

Tableau 8. Orientation budgétaire dans la fonction de réaction : six définitions alternatives.

Spécification	Mesure budgétaire	Coefficient	ET (HAC)	p (HAC)	p (cluster année)
F1	MEF, seuil ±0,25 pt de PIB	−0,0189	0,0165	0,259	0,228
F2	FMI, seuil ±0,25 pt de PIB	−0,0293	0,0195	0,140	0,102
F3	Variation continue du solde MEF	−0,0151	0,0144	0,298	0,195
F4	MEF ±0,25 avec contrôles externes	−0,0119	0,0166	0,475	0,459
F5	MEF, seuil ±0,10 pt de PIB	−0,0155	0,0142	0,279	0,212
F6	MEF, seuil ±0,50 pt de PIB	−0,0240	0,0223	0,287	0,234

Note. Échantillon 2010T1–2024T4, N = 60 trimestres correspondant à 15 orientations annuelles. Chaque spécification inclut le taux directeur retardé, l’inflation et l’écart de production, dont les coefficients demeurent significatifs au seuil de 1 % dans tous les cas. L’indicateur annuel n’est pas assimilé à une observation trimestrielle : sa réplication sur quatre trimestres sert uniquement à permettre son insertion dans la fonction de réaction trimestrielle, et les erreurs-types regroupées par année tiennent compte de ce que la variation intervient au niveau annuel.

5.5 Stabilité structurelle

L’analyse de la stabilité mobilise conjointement des procédures de sélection endogène et des tests ciblés, dont la portée diffère. Les premières identifient les dates de rupture sans hypothèse préalable ; les seconds vérifient une date théoriquement motivée mais ne sauraient, seuls, établir qu’il s’agit de la rupture dominante.

Le résultat central est la localisation de l’instabilité en 2022. Le critère bayésien sélectionne une rupture unique en 2022T2 dans la règle de base et en 2022T4 dans la spécification intégrant le régime de très faibles taux de la BCE et la crise financière mondiale. Les tests Sup-F rejettent la stabilité parfaite dans la spécification de base (24,60 ; p = 0,0017) comme dans celle enrichie de contrôles externes (29,40 ; p = 0,0014), et les statistiques ave-F et exp-F conduisent à la même conclusion. La partition forcée à deux ruptures localise un second point en 2019T4 avec un intervalle de confiance à 95 % couvrant 2019T2–2020T1, mais cette partition est sensible au paramètre de troncature et à la spécification : elle est donc traitée comme information exploratoire.

Le traitement de la crise financière de 2008 appelle une clarification. L’échantillon débutant en 2008, aucune observation antérieure n’est disponible ; il est par conséquent impossible de dater économétriquement une rupture « en 2008 », faute de segment de comparaison pré-crise. Cette limite est structurelle et non un choix de spécification. La crise financière est donc traitée par une indicatrice de régime, dont le coefficient est rapporté au tableau 7 : positif dans l’ensemble des spécifications, il n’atteint le seuil de 10 % que dans le modèle complet.

L’instabilité de 2014 change de statut. Dans les travaux antérieurs fondés sur un raccordement de bases statistiques, la rupture détectée autour de 2014T2 pouvait être imputée à la discontinuité du PIB. Cette explication n’est plus disponible : la série est désormais homogène en base 2014 et ne présente aucune discontinuité (figure 2). Or les tests de Chow ciblés continuent de rejeter la stabilité à cette date, dans la spécification de base (4,34 ; p = 0,004), dans la spécification enrichie de contrôles externes (4,54 ; p = 0,0008) et, ce qui est déterminant, dans la spécification incluant explicitement une indicatrice pour la période de très faibles taux de la BCE (3,06 ; p = 0,007). Cette instabilité locale ne peut donc être attribuée mécaniquement ni à un artefact statistique du PIB, ni au seul passage de la BCE en régime de taux très bas — hypothèse pourtant plausible, la BCE ayant abaissé son taux de dépôt en territoire négatif en juin 2014 (Banque centrale européenne, 2014) puis engagé son programme étendu d’achats d’actifs en janvier 2015 (Banque centrale européenne, 2015). Il convient de retenir que 2014 demeure une instabilité locale dont l’origine n’est pas identifiée, tandis que 2022 constitue l’instabilité robuste entre spécifications.

Le CUSUM récursif nuance ce diagnostic : il ne rejette pas la stabilité d’ensemble de la spécification de base au seuil de 5 % (p = 0,056) et s’en éloigne nettement dans la spécification enrichie (p = 0,627). La combinaison de ces résultats est cohérente : la logique de forte persistance demeure sur l’ensemble de la période, tandis que les paramètres de réaction se réajustent ponctuellement. Le tableau 9 rassemble l’ensemble des procédures et de leurs résultats.

Tableau 9. Tests de stabilité structurelle.

Procédure	Spécification	Résultat	p
Bai-Perron, sélection par BIC	Taylor de base	Une rupture : 2022T2	—
Bai-Perron, sélection par BIC	Régime BCE bas taux et crise financière	Une rupture : 2022T4	—
Bai-Perron, sélection par BIC	Contrôles externes	Aucune rupture retenue	—
Partition forcée à deux ruptures	Taylor de base	2019T4 et 2022T2 (IC95 : 2019T2–2020T1 ; 2022T1–2022T3)	—
Sup-F	Taylor de base	24,60	0,0017
Sup-F	Contrôles externes	29,40	0,0014
ave-F / exp-F	Taylor de base	10,69 / 8,53	0,0059 / 0,0020
CUSUM récursif	Taylor de base	0,933	0,056
CUSUM récursif	Contrôles externes	0,500	0,627
Chow ciblé, 2014T2	Taylor de base	4,34	0,0038
Chow ciblé, 2014T2	Régime BCE bas taux et crise financière	3,06	0,0067
Chow ciblé, 2022T1	Régime BCE bas taux et crise financière	3,92	0,0011

Note. Échantillon 2008T3–2025T2, N = 68. Troncature de 15 % pour la sélection endogène. Le modèle comportant le taux directeur retardé, le critère bayésien n’est pas utilisé seul pour arrêter le nombre de ruptures : les partitions sont rapportées parallèlement aux tests Sup-F et CUSUM. Les intervalles de confiance des dates de rupture ne sont pas calculables dans toutes les spécifications, sans que cela affecte les dates estimées.

5.6 Robustesses complémentaires : relation de niveaux, dynamique et non-linéarité

Relation de long terme. Le modèle autorégressif à retards échelonnés sélectionné par critère bayésien est d’ordre (1,0,1). Le test de bornes en F conduit à rejeter très nettement l’absence de relation de niveaux (18,76, contre une borne supérieure de 4,81 au seuil de 5 %), mais le test de bornes en t ne permet pas de conclure (−0,853 ; p = 0,898). Cette divergence est en elle-même un résultat : elle signale que la statistique en F est vraisemblablement portée par la significativité conjointe des régresseurs plutôt que par un mécanisme de correction d’erreur. Le terme de correction d’erreur est de −0,020, valeur dont la faiblesse implique une vitesse d’ajustement extrêmement lente, et les multiplicateurs de long terme sont imprécis (2,41 pour l’inflation, avec une erreur-type robuste de 2,48). Le test RESET rejette par ailleurs la spécification (p = 0,004). L’ensemble ne constitue donc pas une preuve de cointégration et n’est rapporté qu’à titre exploratoire.

Dynamique et ordre d’identification. Le modèle vectoriel autorégressif est estimé sur variables stationnaires — variation du taux directeur, différence première de l’inflation, écart de production — avec un retard retenu par les critères bayésien et de Hannan-Quinn. Le système est stable, le module maximal des racines s’établissant à 0,47.

La question de l’ordre d’identification appelle une réponse précise, car elle a été soulevée en évaluation. Deux ordres récursifs ont été comparés : inflation → écart de production → taux, et écart de production → inflation → taux. Il importe de distinguer deux effets. La réponse à un choc de politique monétaire est rigoureusement invariante à cette permutation — l’écart maximal entre les deux fonctions de réponse atteint $$$2{,}2\times 10^{-16}$$$, soit la précision machine — puisque le taux directeur demeure ordonné en dernier dans les deux cas. Cette invariance est algébrique et n’atteste d’aucune robustesse substantielle. En revanche, les réponses aux chocs d’inflation et d’activité, elles, diffèrent bien : l’écart maximal atteint 0,116 pour les impulsions d’inflation et 0,035 pour celles d’écart de production. C’est donc sur ces deux chocs, et non sur le choc monétaire, que porte réellement la sensibilité à l’ordre retenu. La décomposition de la variance à huit trimestres confirme la stabilité globale des ordres de grandeur : la variance de la variation du taux directeur est expliquée à 70,4 % par ses propres chocs sous les deux ordres, la contribution de l’inflation passant de 16,2 % à 15,8 % et celle de l’écart de production de 13,4 % à 13,8 %.

Sur le fond, un resserrement de 25 points de base est associé à une baisse cumulée de l’inflation d’environ 0,63 point de pourcentage à l’horizon d’un an, effet qui se stabilise ensuite jusqu’à seize trimestres. La réponse de l’écart de production est en revanche positive à court terme (+0,15 point à quatre trimestres), signe contraire à l’intuition théorique. Les diagnostics résiduels — autocorrélation (p = 0,022), hétéroscédasticité conditionnelle (p = 0,027) et rejet de la normalité multivariée — imposent une lecture strictement descriptive de ces fonctions de réponse, dont aucune interprétation structurelle ne peut être tirée.

Non-linéarité. Une règle à seuil endogène sur l’écart de production retardé sélectionne une valeur critique de −0,225 %, séparant 27 trimestres de régime bas et 42 de régime haut. Les résultats sont contrastés et doivent être rapportés comme tels. Le test de Wald robuste rejette l’égalité des coefficients entre régimes (21,36 ; p < 0,001) et le critère d’Akaike favorise la spécification à seuil (−104,14 contre −98,57). En sens inverse, le test Sup-F avec bootstrap sauvage — procédure appropriée en présence d’un paramètre de nuisance non identifié sous l’hypothèse nulle — ne rejette pas la linéarité (p = 0,252), et le critère bayésien préfère la règle linéaire (−87,40 contre −84,03). Le seuil à valeur nulle, testé séparément, n’est pas significatif au seuil de 5 % (p = 0,073).

La lecture retenue privilégie le test bootstrap et le critère bayésien : sur 69 observations, un modèle à huit paramètres avec seuil estimé est exigeant, et le gain d’ajustement mesuré par le critère d’Akaike ne compense pas la pénalisation bayésienne. Les différences entre régimes rapportées au tableau 10 sont donc suggestives et non probantes. Elles méritent néanmoins d’être signalées, car leur configuration est économiquement cohérente : la réaction à l’inflation serait plus forte en régime de faible activité, tandis que la réaction à l’écart de production ne deviendrait significative qu’en régime d’activité soutenue. Le multiplicateur de long terme n’est pas interprétable en régime haut, la persistance estimée y dépassant l’unité — ce qui constitue en soi un indice de sur-paramétrisation.

Tableau 10. Règle de Taylor à seuil : coefficients par régime (résultats suggestifs).

Paramètre	Régime bas (gapₜ₋₁ ≤ −0,225 %, n = 27)	Régime haut (gapₜ₋₁ > −0,225 %, n = 42)
Constante	0,0843 (0,0937)	−0,1782*** (0,0691)
iₜ₋₁ (ρ)	0,9250*** (0,0375)	1,0332*** (0,0261)
Inflation	0,0500*** (0,0074)	0,0283*** (0,0102)
Écart de production	0,0041 (0,0098)	0,0285*** (0,0042)
βLT inflation	0,667 (0,339)	Non interprétable (ρ ≥ 1)

Note. Erreurs-types HAC entre parenthèses ; coefficients par régime obtenus par méthode delta. *** p < 0,01 ; ** p < 0,05 ; * p < 0,10. Test Sup-F observé de 3,314 ; p par bootstrap sauvage de 0,252 sur 499 réplications, soit un non-rejet de la linéarité. AIC : −104,14 (seuil) contre −98,57 (linéaire) ; BIC : −84,03 (seuil) contre −87,40 (linéaire). Ces résultats sont rapportés comme robustesse descriptive de changement de régime et non comme preuve d’une fonction de réaction structurellement non linéaire.

Le tableau 11 récapitule l’ensemble des vérifications et la conclusion retenue pour chacune.

Tableau 11. Synthèse des tests de robustesse et portée de l’inférence.

Test ou extension	Résultat principal	Conclusion retenue
Modèle autorégressif de référence	R² de 0,933 contre 0,964 ; autocorrélation résiduelle p = 0,003 contre 0,115	La persistance explique l’essentiel de l’ajustement, mais le modèle purement inertiel est mal spécifié.
Information retardée	ρ = 0,956 ; inflation significative ; écart de production non significatif	Réaction à l’inflation robuste ; réaction à l’activité liée à la contemporanéité de l’information.
Printemps arabe 2011	0,078 (p = 0,016) seul ; p = 0,132 dans le modèle complet	Contrôle historiquement et économétriquement pertinent ; aucun déterminant autonome robuste dans la spécification la plus riche.
Conditions BCE et EUR/MAD	MRO retardé 0,118 (p = 0,022) dans M6 ; EUR/MAD non significatif	Association conditionnelle avec la zone euro ; mesure imparfaite en période de taux nuls.
Codage alternatif des épisodes	Signes instables pour l’indicatrice COVID-19 ; bloc conjoint significatif (p = 0,002)	Les régimes comptent conjointement ; aucun coefficient individuel n’est robuste.
Orientation budgétaire (6 définitions)	Coefficients compris entre −0,012 et −0,029 ; p ≥ 0,10 partout	Aucune réaction monétaire directe et significative à l’orientation budgétaire annuelle.
Stabilité structurelle	BIC : 2022T2 et 2022T4 ; Sup-F p < 0,002 ; Chow 2014T2 significatif après contrôles	2022 est l’instabilité robuste ; 2014 demeure une instabilité locale d’origine non identifiée.
ARDL et correction d’erreur	Bornes en F 18,76 mais bornes en t p = 0,898 ; RESET p = 0,004	Évidence contradictoire ; robustesse exploratoire uniquement.
VAR et ordre de Cholesky	Choc monétaire invariant ; chocs macro sensibles (0,116 et 0,035) ; diagnostics dégradés	Dynamique descriptive ; l’invariance du choc monétaire est algébrique, non substantielle.
Règle à seuil	Bootstrap p = 0,252 ; BIC favorable au modèle linéaire ; ρ ≥ 1 en régime haut	Différences de régime suggestives ; pas de preuve robuste de non-linéarité.

Note. Les tests sont interprétés selon le risque d’identification que chacun traite, et non comme une accumulation de preuves indépendantes. Les résultats détaillés, diagnostics et variantes figurent dans le matériel supplémentaire.

6. Discussion et implications

Quatre éléments structurent la lecture des résultats : la persistance du taux directeur et l’apport limité mais identifiable des variables macroéconomiques ; la fragilité individuelle des indicatrices de régime au regard de leur portée conjointe ; l’absence de réaction directe à l’orientation budgétaire ; et la hiérarchie des instabilités détectées. Chacun est discuté ci-dessous au regard de la littérature et du niveau de preuve que les données autorisent.

Inertie, apport des variables macroéconomiques et principe de Taylor. La persistance du taux directeur est le résultat le plus robuste de l’étude et rejoint un constat partagé : Lahlou (2009), Moumni et Dasser (2011) et Guizani et Wierzbowska (2022) relèvent tous une inertie marquée, que Mohanty et Klau (2004) identifient comme un trait général des économies émergentes. Notre estimation se situe dans le haut de cette fourchette, ce qui tient en partie à la nature de l’instrument, le taux directeur marocain évoluant par paliers. Son interprétation doit rester mesurée : conformément à l’avertissement de Rudebusch (2002), une inertie élevée peut refléter la persistance de déterminants non observés autant qu’un lissage délibéré. Le résultat empirique est la continuité de la trajectoire ; l’attribuer à une préférence institutionnelle relève de l’hypothèse interprétative.

La comparaison avec un modèle purement autorégressif précise ce que la règle ajoute : la persistance explique l’essentiel de la variance, mais le modèle inertiel laisse une autocorrélation résiduelle systématique que l’introduction de l’inflation et de l’écart de production fait disparaître. L’apport empirique incrémental des variables macroéconomiques est donc identifiable, quoique quantitativement modeste. Ce diagnostic est cohérent avec celui de Guizani et Wierzbowska (2022), qui documentent une forte inertie sans trouver d’élément net en faveur de stratégies fondées sur une règle. Il invite à considérer la règle de Taylor comme une grille de lecture empirique plutôt que comme une description du processus de décision.

La réaction de long terme à l’inflation appelle enfin une formulation prudente. Son imprécision, conséquence mécanique d’une inertie proche de l’unité, la rend compatible avec le principe de Taylor sans en constituer une validation formelle. La différence avec les travaux concluant à une violation du principe tient largement à ce que cette imprécision est ici quantifiée et testée contre deux hypothèses nulles plutôt qu’une seule.

Régimes macroéconomiques, Printemps arabe et environnement externe. Les indicatrices de régime livrent un enseignement en deux temps. Prises isolément, celles des crises financière, sanitaire et inflationniste sont fragiles : leurs coefficients ne sont généralement pas significatifs et changent parfois de signe selon le codage retenu. Prises conjointement avec les contrôles externes, elles améliorent significativement le modèle. Cette configuration est cohérente avec la nature composite des épisodes, chacun superposant des mécanismes d’offre, de demande, de prix et de financement dont les effets ne se laissent pas isoler sur un échantillon de cette taille.

L’épisode de 2011 occupe une place particulière : le signal statistique qui lui est associé est net dans plusieurs spécifications emboîtées, mais disparaît lorsque les conditions externes sont simultanément contrôlées. La comparaison régionale éclaire ce résultat sans le contredire. Guizani et Wierzbowska (2022) identifient, pour le Maroc, certains signes d’une sensibilité accrue à l’écart de production pendant la transition ; leur démarche examine une modification de la sensibilité de la fonction de réaction, là où notre indicatrice repère une variation conditionnelle de niveau associée à l’épisode. Nos résultats prolongent et nuancent les leurs plutôt qu’ils ne les confirment.

La comparaison avec les autres pays de la région ayant connu un épisode analogue est instructive. Baaziz et Labidi (2016) rejettent nettement la linéarité pour la Tunisie et l’Égypte et associent les régimes détectés aux contingences de la période de transition, résultat que Mgadmi et al. (2021) retrouvent pour la Tunisie ; notre test de non-linéarité ne rejette pas la linéarité pour le Maroc. Présenter cette divergence comme une convergence serait imprudent : elle suggère plutôt que les ajustements des fonctions de réaction observés autour des transitions du Printemps arabe apparaissent hétérogènes selon les pays, l’ajustement marocain paraissant plus modéré que les changements de régime documentés chez ses voisins. La différence de méthode — transition lisse sur des échantillons plus longs contre seuil endogène sur soixante-neuf observations — interdit toutefois de trancher entre ces deux lectures sur la seule base des résultats disponibles.

L’environnement monétaire européen apparaît associé aux décisions de BAM dans la spécification la plus riche, sans lecture causale possible, et deux limites de mesure l’encadrent : le taux de refinancement de la BCE, nul sur une fraction substantielle de l’échantillon, peut sous-capter l’orientation monétaire européenne pendant la période de politiques non conventionnelles, et le cours euro-dirham bilatéral ne représente pas l’ensemble des conditions de change d’une économie arrimée à un panier. L’absence d’association directe robuste du change ne signifie donc pas qu’il soit sans rôle, mais que la variable retenue n’en capte pas d’association directe — différence avec Guizani et Wierzbowska (2022), qui relèvent une forte dépendance des taux tunisien et égyptien aux variations de change, et que le régime de panier suffit à rendre plausible.

Orientation budgétaire et configurations du policy mix. L’introduction directe de l’orientation budgétaire dans la fonction de réaction ne fait apparaître aucune association significative, sous six définitions couvrant deux sources, deux formes fonctionnelles et trois seuils de classification. La stabilité de ce constat en fait l’intérêt principal. Il importe toutefois de ne pas surinterpréter un résultat négatif : l’absence de significativité n’établit pas l’indépendance des deux politiques, mais l’absence de réaction directe et systématique détectable du taux directeur à l’orientation budgétaire annuelle. La fréquence annuelle de l’indicateur et l’étroitesse de l’échantillon commun limitent d’ailleurs la puissance du test.

La lecture descriptive complète utilement ce résultat sans le contredire. Les configurations observées varient d’une période à l’autre : concordance expansionniste en 2020, dissociation en 2021 où une consolidation budgétaire accompagne un taux directeur inchangé, double restriction en 2022–2023. Une telle variabilité est compatible avec l’idée d’un policy mix pragmatique, ajusté aux contraintes du moment, plutôt qu’avec l’existence d’un mécanisme stable de coordination ou de conflit. Cette lecture est proposée comme interprétation compatible avec les données, non comme propriété institutionnelle démontrée : les configurations rapportées au tableau 12 décrivent des orientations observées et non des règles de comportement.

Tableau 12. Lecture économique des principaux épisodes du policy mix marocain.

Épisode	Configuration dominante	Lecture économique
2008–2009	Réponse monétaire prudente face à un choc externe	L’échantillon ne permet pas de dater une rupture en 2008 ; l’épisode est traité comme régime de crise financière.
2011	Statu quo monétaire et soutien budgétaire	Les mesures de stabilisation sociale justifient le contrôle de cet épisode ; son coefficient est significatif dans plusieurs spécifications emboîtées, mais ne l’est plus dans le modèle complet.
2020	Concordance expansionniste	Le soutien monétaire accompagne une réponse budgétaire exceptionnelle face au choc sanitaire.
2021	Consolidation budgétaire et taux inchangé	La sortie de crise dissocie les deux orientations sans que cela traduise un conflit.
2022–2023	Double restriction	La priorité se déplace vers la stabilité des prix ; 2022 constitue l’instabilité structurelle la plus robuste.

Note. Lecture descriptive des configurations observées. Les orientations rapportées ne constituent ni une preuve de coordination institutionnelle ni une preuve de conflit entre les deux politiques.

Stabilité, dynamique et non-linéarité. Les résultats de stabilité se hiérarchisent clairement. L’année 2022 constitue l’instabilité la plus robuste, et elle est économiquement intelligible : l’épisode combine une inflation sans équivalent sur la période, un resserrement européen concomitant et un arbitrage entre désinflation, activité et soutenabilité budgétaire. L’instabilité de 2014 est d’un autre ordre : décelable par des tests ciblés mais non sélectionnée comme rupture endogène dominante, elle constitue une instabilité locale dont l’origine demeure non identifiée, l’explication par le raccordement de bases statistiques du PIB n’étant plus disponible depuis l’adoption de la série homogène. Nous préférons signaler cette question ouverte plutôt que lui substituer une interprétation commode. Le CUSUM récursif complète ce diagnostic : le noyau de la fonction de réaction demeure globalement stable, les ajustements étant ponctuels.

Les extensions dynamiques et non linéaires nuancent cette lecture sans la modifier. Le modèle à retards échelonnés livre une évidence contradictoire entre ses deux tests de bornes et demeure une robustesse exploratoire. Le modèle vectoriel autorégressif suggère une dynamique désinflationniste différée, mais ses diagnostics résiduels en imposent une lecture strictement descriptive. Le modèle à seuil produit des différences de régime économiquement intelligibles, sans que le test bootstrap ni le critère bayésien permettent de conclure à une non-linéarité robuste, la persistance supérieure à l’unité en régime haut signalant une sur-paramétrisation. L’image d’ensemble est celle d’une fonction de réaction conservant un noyau linéaire et fortement persistant, tout en connaissant des ajustements ponctuels associés aux changements de régime macroéconomique.

Trois implications s’en dégagent pour les décideurs. Dans un cadre aussi inertiel, la crédibilité de la trajectoire annoncée importe davantage que l’ampleur d’un mouvement isolé, et la communication gagnerait à expliciter les conditions qui justifient son ajustement plutôt que de laisser un coefficient de lissage élevé être lu comme une règle institutionnelle. Une lecture conjointe des deux orientations demeure utile en période de choc, sans que les résultats autorisent à présupposer une coordination automatique. Enfin, l’amélioration des séries d’anticipations, de prix importés et de conditions financières externes, ainsi qu’une mesure budgétaire infra-annuelle, renforceraient substantiellement l’identification.

7. Limites et conclusion

Les limites de cette étude portent désormais moins sur la continuité des séries que sur l’identification économétrique, la reconstruction de la base ayant résolu le problème de raccordement du PIB. Cinq réserves doivent être énoncées.

La première tient à l’écart de production, variable non observée et sensible au choix du filtre, dont les propriétés du filtre de Hodrick-Prescott sont documentées et discutées (Hamilton, 2018) ; le choix de le conserver comme mesure centrale est justifié par son usage institutionnel, non par sa supériorité théorique. La deuxième tient à l’absence d’une série homogène d’anticipations d’inflation sur 2008–2025, qui conduit à traiter les spécifications contemporaine et retardée comme des approximations d’une règle prospective et non comme son équivalent structurel ; ce point limite directement l’interprétation du coefficient d’inflation. La troisième tient à l’endogénéité : l’inférence robuste corrige la structure de la matrice de covariance mais non la simultanéité, de sorte que les estimations décrivent des corrélations conditionnelles. La quatrième tient à la fréquence de la variable budgétaire, annuelle et non trimestrielle, dont le mappage n’ajoute pas quatre observations indépendantes par année — raison pour laquelle des erreurs-types regroupées par année sont systématiquement rapportées. La cinquième tient à la taille de l’échantillon : soixante-neuf observations rendent exigeants tant le modèle vectoriel autorégressif, dont les diagnostics résiduels sont dégradés, que le modèle à seuil, qui ne fournit pas de preuve robuste de non-linéarité. S’y ajoutent deux limites de mesure déjà signalées : le taux de refinancement de la BCE ne résume pas l’orientation monétaire de la zone euro sur la période de taux nuls, et le cours euro-dirham bilatéral ne se substitue pas à un taux de change effectif.

La réponse à la question de recherche est en conséquence nuancée, et cinq résultats structurants s’en dégagent. Premièrement, BAM présente une fonction de réaction fortement persistante, assortie d’associations contemporaines positives avec l’inflation et l’écart de production ; ces relations demeurent des corrélations conditionnelles dont l’intensité varie avec l’information mobilisée et les contrôles retenus. Deuxièmement, les régimes macroéconomiques et certaines conditions externes contribuent ponctuellement à expliquer la fonction de réaction : le Printemps arabe apparaît dans plusieurs spécifications emboîtées sans constituer un déterminant autonome robuste dans le modèle complet, et l’environnement monétaire européen y est associé sans qu’une association directe robuste avec le change soit détectée. Troisièmement, l’année 2022 représente l’instabilité structurelle la plus robuste, tandis que 2014 demeure une instabilité locale d’origine non identifiée. Quatrièmement, aucune réaction directe et systématique du taux directeur à l’orientation budgétaire annuelle n’est détectée, ce qui est compatible avec la lecture d’un policy mix pragmatique plutôt qu’avec une coordination mécanique. Cinquièmement, les extensions ARDL, vectorielle et à seuil apportent des nuances mais ne justifient pas d’abandonner la règle de Taylor linéaire et parcimonieuse comme principale grille de lecture.

L’apport de l’article tient à la conjonction de trois éléments : une base reconstruite sur une série de PIB officielle homogène, dont la conséquence est de retirer au raccordement statistique le rôle explicatif qui lui était antérieurement attribué ; une fonction de réaction parsimonieuse dont l’apport empirique incrémental est mesuré contre un modèle purement inertiel plutôt que contre une absence de référence ; et un ensemble de robustesses reliées chacune à un risque d’identification explicite. Le coefficient d’inflation de long terme est compatible avec le principe de Taylor, mais son imprécision interdit d’en faire un verdict. Le VAR fait apparaître une dynamique désinflationniste différée dans une lecture strictement descriptive, tandis que le test de non-linéarité ne fournit pas d’élément suffisant pour abandonner la spécification linéaire.

Les prolongements les plus utiles concernent l’identification par instruments ou par séries d’anticipations, l’intégration des prix énergétiques et alimentaires importés, la construction d’un indicateur des conditions monétaires de la zone euro tenant compte des instruments non conventionnels, l’usage d’un taux de change effectif, et la construction d’une mesure budgétaire infra-annuelle. Ces extensions permettraient de distinguer plus finement la règle, le jugement et les contraintes externes dans la conduite du policy mix marocain — distinction que les données actuelles permettent de poser, mais non de trancher.

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Déclarations

Assistance à la rédaction. Les outils d’assistance linguistique ont été utilisés uniquement pour la révision stylistique et linguistique du manuscrit. Les auteurs assument l’entière responsabilité du contenu scientifique, des données, des résultats, des interprétations et des références.

Disponibilité des données et reproductibilité. La base auditée, les scripts d’estimation et l’ensemble des sorties sont archivés et peuvent être communiqués sur demande. Les sources primaires (Bank Al-Maghrib, Haut-Commissariat au Plan, ministère de l’Économie et des Finances, Banque centrale européenne, Fonds monétaire international) sont publiques et documentées dans le matériel supplémentaire.

Matériel supplémentaire. Diagnostics de stationnarité complets, coefficients HAC détaillés, variantes de codage des épisodes, tableau annuel intégral des orientations budgétaires, sorties Bai-Perron, CUSUM et Chow, résultats ARDL/ECM, fonctions de réponse et décompositions de variance du VAR sous les deux ordres d’identification, et résultats complets du modèle à seuil sont regroupés dans un fichier distinct.