Eni réduit ses investissements après une lourde perte | Reuters\nFebruary 26, 2016 / 7:45 AM / 3 years ago\nEni, qui a enregistré au quatrième trimestre 2015 une perte nette en raison de la chute des cours du pétrole, annonce une baisse de 20% de ses investissements en 2016. /Photo d'archives/REUTERS/Alessandro Bianchi\nLa compagnie italienne a cependant porté sa production à un niveau record depuis cinq ans et l’action prend 5,62% à 12,77 euros vers 10h55 GMT à la Bourse de Milan, signant la plus forte hausse de l’indice EuroStoxx50 des principales valeurs de la zone euro et surperformant l’indice du secteur européen de l’énergie, en hausse de 3,29%.\nEni a subi au quatrième trimestre une perte nette de 8,46 milliards d’euros qu’elle impute à des dépréciations de 4,4 milliards d’euros sur ses actifs en amont ainsi qu’à des charges liées à sa participation dans la parapétrolière Saipem et à sa division chimique Versalis.\nHors exceptionnels, la quatrième compagnie pétrolière européenne par la capitalisation boursière a souligné que sa perte nette ajustée s’élevait à 200 millions d’euros.\nEni n’a pas précisé dans quels domaines elle réduirait ses investissements en 2016.\nFace à la chute des cours, elle a été la première grande compagnie occidentale à réduire la rémunération de ses actionnaires l’an dernier. Elle a confirmé vendredi le dividende au titre de 2015 mais n’a fourni aucune précision sur son évolution à l’avenir.\nDepuis qu’il a pris la direction d’Eni en 2014, l’administrateur délégué Claudio Descalzi a mis l’accent sur la recherche de nouveaux gisements d’hydrocarbures.\nEni a augmenté sa production de 14% au quatrième trimestre pour la porter à 1,88 million de baril par jour (bpj), un niveau qui n’avait plus été atteint au cours des cinq dernières années.\nEni, contrôlée par l’Etat italien, prévoit pour cette année une production conforme à celle de 2015.\nElle a acquis l’année dernière 1,4 milliard de barils de nouvelles ressources, contre un objectif de 500 millions, à un coût de 70 cents le baril. Cette performance est essentiellement due à la découverte du plus grand gisement de gaz naturel jamais réalisée en mer Méditerranée, celui de Zohr au large de l’Egypte. Le lancement de l’exploitation de ce gisement doit avoir lieu fin 2017.


Les compléments alimentaires du sportif | 24h Training\nLes compléments alimentaires ne remplacent pas une alimentation équilibrée et optimisée, ce sont des aides dont nous disposons afin d’ajuster nos apports à nos besoins dans un but précis ou pour combler une carence décelée par un examen médical. Demandez l’avis d’un professionnel de santé.\nChez les sportifs amateurs comme professionnels, l’utilisation de compléments alimentaires est justifiée par des besoins particuliers en fonction de l’activité pratiquée et de son intensité. Que ce soit au cours d’une période de préparation, d’entraînement, de compétition ou de récupération, il est courant de voir le sportif inclure une supplémentation dans sa routine alimentaire. Ces compléments visent à améliorer l’état général, limiter l’impact de la fatigue accumulée lors de l’entraînement, réduire l’inflammation, veiller à l’équilibre intestinal, combler des besoins plus importants en certains nutriments etc.\nVoici ma liste (non exhaustive) de compléments alimentaires de base :\nLe Magnésium est un oligo- élément indispensable.\nIl joue un rôle essentiel dans le bon fonctionnement du système nerveux central et intervient dans l’action de contraction musculaire (sport, transit intestinal, rythme cardiaque etc. )\nIl a aussi une action sur le métabolisme dans les phénomènes de glycolyse et de lipolyse.\nSes bienfaits sur le sommeil, le stress, le système immunitaire et l’équilibre acido- basique ne sont d’ailleurs plus à prouver !\nLe magnésium peut-être d’ailleurs d’un grand soutien dans des phases de récupération musculaire (effet décontractant, amélioration du sommeil).\nLes Omega 3 sont des acides gras poly-insaturés dits essentiels (le corps ne les produits pas lui-même).\nBien qu’ils puissent être apportés par une alimentation équilibrée, nous sommes souvent en déséquilibre par rapport aux autres acides gras.\nIls ont un rôle protecteur du système cardio-vasculaire grâce à leur action de diminution des triglycérides dans le sang.\nIls ont aussi une action sur fonctionnement cérébral, diminuent le risque de fractures et ont une action anti-inflammatoire.\nLa Vitamine D est une vitamine dite liposoluble.\nIl en existe plusieurs formes dont la D2 d’origine végétale et la D3 d’origine animale et synthétisée par la peau.\nIl faut savoir qu’un Français sur deux serait aujourd’hui carencé en vitamine D.\nLa vitamine D participe à l’absorption du calcium et réduit ainsi la fragilité osseuse.\nElle est aussi reconnue pour son efficacité dans la régulation du système immunitaire et cardiaque. La carence En vitamine D entraîne, entre autres, un état de fatigue générale, une irritabilité et une fragilité osseuse.\nLa vitamine B12 est une vitamine hydrosoluble du groupe B, elle participe au bon fonctionnement du métabolisme (synthèse des protéines, production d’ADN, synthèse des globules rouges etc….)\nElle est présente dans l’alimentation dans les produits animaux, de ce fait les végétariens et végétaliens doivent spontanément se supplémenter. Les sportifs et les personnes âgées aussi peuvent être touchés par une carence en B12 (besoins plus élevés, difficulté à s’alimenter etc.).\nUne carence en B12 peut se traduire par des palpitations, une grande fatigue générale, des problèmes digestifs ou encore des symptômes de dépression.\nLes BCAA sont des acides aminés à chaîne ramifiées plus souvent composée de Leucine, Isoleucine et de Valine.Les BCAA ont une action sur le renouvellement du tissu musculaire, ils sont dans ce sens utiles pour les sports d’endurance.\nIls servent de substrat énergétiques pour le tissu musculaire et permettent une économie des stocks de glycogène sur les efforts longs.\nIls ont aussi une action sur la réduction de la fatigue nerveuse.\nLa Glutamine est un acide aminé non essentiel qui participe à la synthèse des protéines, il protège la paroi intestinale (de par son rôle structural) et soutient le système immunitaire.\nLa L Glutamine peut être utilisée dans le cadre du sport d’endurance, ou les dysfonctionnements du système digestif peuvent et des facteurs limitants de la performance, et dans les sports de force (musculation, force athlétique, sports de combat….) de part son action cicatrisante est sa propension à limiter la fatigue générale.\nLa Curcumine est le principe actif du curcuma le mieux assimilé par l’organisme, elle possède de nombreux bienfaits comme une action protectrice du système digestif, c’est un puissant anti-inflammatoire, elle aide à lutter contre le stress oxydatif et son action bénéfique sur les douleurs articulaires n’est plus à prouver.\nLa curcumine est d’ailleurs recommandée entre autres pour les pratiquants de sports à fortes contraintes pliométriques.


Une analyse économétrique multivariée du comportement des ménages - PDF Free Download\nDownload "Une analyse économétrique multivariée du comportement des ménages"\n1 Revue de l OFCE n 66 / juillet 1998 Une analyse économétrique multivariée du comportement des ménages Françoise Charpin Professeur à l Université de Paris II, Conseiller scientifique à l OFCE Cette étude a pour objet de modéliser le comportement des ménages, décrit par quatre variables la consommation, l investissement logement, les flux nets de crédits à l habitat et de crédits de trésorerie. Les interdépendances entre ces agrégats macroéconomiques sont complexes et ce n est pas la théorie qui va nous renseigner, car elle s est essentiellement concentrée sur l arbitrage consommation-épargne. Pourtant des décisions concernant l achat de logement et l endettement qui l accompagne jouent un rôle dans cet arbitrage. Il semble donc logique d envisager une modélisation conjointe de tous ces comportements. Cette analyse économétrique multivariée n a pourtant jamais été entreprise. Il faut dire que l économétrie standard des modèles à équations simultanées s y prête mal, car elle demande trop d informations a priori poser précisément les interactions ce que l on n est pas en mesure de faire. Cette tâche est rendue plus difficile encore par l absence de données comptables, pourtant élémentaires, concernant les crédits ; on aimerait disposer de séries de crédits nouveaux et de remboursements en capital des crédits antérieurs. Ainsi, toute une partie de l épargne contractuelle, susceptible d expliquer le niveau élevé du taux d épargne dans les années quatrevingt-dix, est inconnue sur la période Récemment, de nouvelles méthodes économétriques sont apparues pour des variables non stationnaires. Nous proposons de mettre en œuvre la méthodologie de Johansen et Juselius (1994), qui demande moins d informations a priori que l économétrie standard, et qui permet de mettre en évidence les interdépendances entre la consommation, l investissement logement, les flux nets de crédits à l habitat et de crédits de trésorerie. Ceci nous conduit à estimer un système à quatre équations qui apparaît empiriquement satisfaisant.\n2 200 Françoise Charpin Une modélisation complexe Le comportement des ménages a été l objet de nombreuses études économétriques, toujours du même type : dans une première étape, on analyse l arbitrage consommation épargne, dans une seconde, l arbitrage investissement logement épargne financière, et on ignore les comportements d endettement. Comme l a souligné Babeau (1989), cette pratique en deux étapes a pour origine d une part la conception keynésienne de l épargne 1 et d autre part la présentation comptable «dans un premier temps, on assiste à la formation de l épargne, relation (1) ; dans un second temps, on se préoccupe de son affectation, relations (2) et (3)». (1) revenu consommation = épargne (2) épargne investissement = épargne financière (3) épargne financière = flux nets de placements monétaires et financiers flux nets de crédits Remarquons que la théorie dominante en matière de comportement des ménages (la théorie du cycle de vie de Modigliani) se limite également à l arbitrage consommation-épargne et ignore l endettement. Il est pourtant possible dans le cadre du modèle de cycle de vie de considérer l endettement (Charpin, 1989) et de modéliser simultanément la consommation et l achat de logement (Babeau et Charpin, 1993). Cependant, dans les modèles économétriques, l interdépendance des comportements de consommation et d investissement logement a souvent été abordée et a conduit à introduire épisodiquement l investissement logement dans la fonction de consommation. Toujours dans ces modèles, mais plus rarement, les flux nets de crédits de trésorerie ont aussi figuré dans la fonction de consommation. Plus récemment, suite à l échec prédictif des fonctions de consommation usuelles, plusieurs économistes se sont interrogés sur l origine de cette instabilité (Cadiou, 1995), (Bonnet et Dubois, 1995), (Sicsic et Villetelle, 1995) cherchant si on pouvait l attribuer à une modification de l environnement économique, la déréglementation financière des années constituant un candidat idéal. Tous ces auteurs concluent à la nécessité de tenir compte de la libéralisation financière et le font, chacun avec des moyens différents, soit par le biais de variables indicatrices, soit par l introduction des flux nets de crédits de trésorerie dans la fonction de consommation. D un point de vue économétrique, introduire dans la fonction de consommation l investissement logement ou/et les flux nets de crédits, 1. Epargne résiduelle.\n3 Une analyse économétrique multivariée 201 pose un problème de simultanéité, ce qui aurait pu pousser les économètres à entreprendre une analyse multivariée. Ceci ne s est pas fait peut-être parce que les interdépendances entre la consommation, l investissement logement et les flux nets de crédits (de trésorerie et à l habitat) sont complexes, comme le fait remarquer Babeau (1989) ; ces variables n étant pas «hiérarchisées les unes par rapport aux autres, toutes les recherches de causalité entre elles deviennent possibles». Il suggère une analyse conjointe de ces variables et la considération de l équation comptable (4), obtenue en éliminant l épargne et l épargne financière des relations (1) à (3) : (4) Revenu = consommation + investissement + flux nets de placements flux nets de crédits Précisons que les flux «nets» de crédits sont égaux aux crédits nouveaux diminués des remboursements des crédits antérieurs. Il s agit des remboursements en capital car les remboursements d intérêts sont comptabilisés dans le revenu disponible. Les flux «nets» de placement sont égaux aux nouveaux placements monétaires et financiers diminués des retraits sur les comptes chèques, d épargne ou de titres. Illustrons la complexité des interdépendances en indiquant des liens éventuels qui peuvent exister entre les variables de l équation 4. L achat d un logement nécessite un effort d épargne préalable qui peut se répercuter sur la consommation. A contrario, on peut penser que les décisions de consommation et d achat de logement sont largement indépendantes dans la mesure où les crédits à l habitat permettent de réaliser un investissement presque totalement sans épargne préalable. Mais, ensuite, les remboursements d emprunts peuvent peser sur la consommation. Or, les remboursements en capital se trouvent dans les flux nets de crédits. On peut donc s attendre à un lien entre consommation et flux nets de crédits via les remboursements. Notons que les interdépendances sont rendues plus problématiques par le fait qu il n existe pas de séries de remboursements d emprunts sur la période considérée ici. On doit donc travailler avec des variables de flux «nets» qui ne conduisent pas à des interprétations claires. Pourtant, il aurait été utile de pouvoir distinguer crédits nouveaux et remboursements des crédits antérieurs pour au moins deux raisons. D une part, on peut penser à la suite de Babeau (1997) que l épargne obligatoire constituée des remboursements de capital et des charges d intérêts (plus lourdes que par le passé suite à l élévation des taux d intérêts réels), contribue au maintien du taux d épargne à un niveau élevé. En effet, le poids des remboursements d emprunts immobiliers s est considérablement accru durant les dix dernières années, passant de 21 % de l épargne en 1985 à 34 % en L auteur mentionne d autres formes d épargne contractuelle que nous négligeons ici faute de pouvoir les chiffrer correctement sur la période considérée.\n4 202 Françoise Charpin D autre part, la libéralisation financière s est traduite par une explosion soudaine des crédits de trésorerie, et pouvoir distinguer nouveaux crédits et remboursements aurait permis de mieux appréhender l impact de la libéralisation. Nous avons évoqué un lien éventuel entre les variables consommation et flux nets de crédits par le biais des remboursements. Passons maintenant aux liens provenant de la composante crédits nouveaux. Que ce soit pour l habitat ou l achat de biens durables, on demande un crédit en fonction de l achat désiré. Mais notons qu un lien en sens inverse peut également exister. En ce qui concerne l habitat, pour certains ménages, ce sont les possibilités d emprunts qui déterminent le montant de l investissement logement, les organismes de prêts n accordant un crédit qu en fonction du revenu courant (les remboursements ne doivent pas excéder une fraction du revenu courant). Pour les crédits de trésorerie, une fraction des ménages n arrivent pas à boucler leur budget (par exemple, en raison du chômage) et ce sont les possibilités de découverts bancaires qui limitent la consommation. Enfin, les liens éventuels entre les deux variables flux nets de crédits sont difficiles à appréhender. Ces deux flux peuvent évoluer conjointement dans le même sens par le biais de leur composante crédits nouveaux. En effet, il y a des périodes fastes pour s endetter, par exemple les périodes d inflation. Ils peuvent également être corrélés positivement si la composante nouveaux crédits de l un des flux augmente suite à la baisse de la composante remboursements de l autre flux. Il apparaît donc difficile de poser un modèle à équations simultanées, explicitant a priori les schémas de simultanéité qui pourraient exister entre consommation, investissement et flux nets de crédits et on comprend que l estimation d un tel modèle n ait pas été tentée dans le passé. Mais récemment, une nouvelle méthodologie a été développée par Johansen et Juselius (1994) pour les systèmes de variables non stationnaires, qui demande moins d informations a priori que l approche structurelle traditionnelle. En effet la non stationnarité des séries temporelles a permis de définir statistiquement le concept de relation d équilibre de long terme. On parvient ainsi à identifier les relations structurelles stables entre variables du système. Puis, on s intéresse à l identification de la dynamique de court terme entre les différences premières de ces variables. Les différentes étapes de la méthodologie Nous allons donner un bref aperçu de la méthodologie. Comme nous le verrons, elle est assez contraignante et oblige à faire certains choix que nous indiquerons au moment venu. On commence par recenser l ensemble des variables qui entrent dans le système et par réfléchir à leur spécification (niveau, logarithme, taux, rapport... ). Ces variables sont\n5 Une analyse économétrique multivariée 203 intégrées d ordre 1, certaines pouvant être stationnaires 3. Ces n variables sont les composantes d un processus vectoriel vérifiant : (5) Z t = Γ 1 Z t Γ p-1 Z t-p+1 + Π Z t-1 + Ψ D t + ε t ε t NIID n (0,Σ) où Π est une matrice carré de taille n et de rang r strictement inférieur à n et D t, un vecteur à composantes déterministes Cette écriture est appelée représentation à correction d erreur. Les n variables interviennent en niveau et en différences premières. Si les variables sont intégrées d ordre 1, alors la matrice Π doit avoir un rang r inférieur à n. Le retard maximum est p pour les niveaux ou (p 1) pour les variables différenciées. Pour fixer les idées, en plus des quatre endogènes, il faudra considérer au moins le taux d inflation, le taux de chômage, le revenu disponible et un taux d intérêt réel, soit n=8 ; on retiendra p=3 et une variable déterministe (variable indicatrice de libéralisation financière). Si l on choisit de spécifier le revenu en logarithme, alors le taux de croissance du revenu (approximé par sa variation logarithmique) figurera dans le modèle, ainsi que le taux de croissance retardé d un et de deux trimestres. La première étape consiste à déterminer le rang r de la matrice Π, c est-à-dire le nombre de relations d équilibre existant entre les n variables. On a alors une décomposition de Π en deux matrices α et β de taille (nxr) Π=αβ. Les relations d équilibre (ou relations de long terme) sont données par l équation β Ζ t =0, les r composantes du vecteur β Z t 1 représentant les erreurs d équilibre de la période (t 1). Connaissant r, on peut réaliser des tests d exogénéité faible (la ième variable est exogène lorsque la ième ligne de la matrice α est nulle) et des tests de stationnarité des n variables. Dans un modèle structurel, Z t comporte en général deux blocs de variables, le bloc Y t des endogènes et le bloc X t des exogènes. Ici les exogènes devraient être le taux d inflation, le taux de chômage, le revenu et le taux d intérêt réel. Rappelons que dans un modèle à équations simultanées, le statut endogène/exogène est déclaré a priori par le modélisateur qui travaille directement sur un modèle conditionnel décrivant les endogènes en fonction des exogènes. Ici, le conditionnement peut se faire s il y a exogénéité au sens statistique défini ci-dessus. Ceci permet alors de s intéresser au système partiel suivant : (6) Y t = B 0 X t + C 1 Z t C p-1 Z t-p+1 + α y β Z t-1 + Φ D t + ε yt 3. Nous ne sommes pas concernés ici par un ordre d intégration supérieur à 1.\n6 204 Françoise Charpin Dans notre étude, ce conditionnement est essentiel car on ne peut pas considérer que c est le comportement des ménages qui détermine à lui seul le taux de chômage, le taux d inflation, le revenu disponible et le taux d intérêt réel. Obtenir cette exogénéité a été une étape difficile qui nous a contraint à choisir une spécification en logarithme pour la consommation, le revenu et l investissement logement plutôt qu une spécification en taux de consommation, en taux d investissement logement et en taux de croissance du revenu qui nous semblait a priori préférable. La deuxième étape consiste à identifier les relations d équilibre. En effet, connaissant r, il existe une infinité de couples 4 (α,β) vérifiant Π=αβ. Cette phase d identification se déroule en posant des contraintes identifiantes et en testant la validité de ces contraintes. C est une étape difficile à franchir mais indispensable puisque sans l identification des relations d équilibre on ne peut pas interpréter les résultats. Dans la troisième étape, on s intéresse à la dynamique de court terme. Le système (6) ne comportant que des variables stationnaires, l économétrie standard des systèmes d équations à erreurs liées et des systèmes d équations simultanées s applique. En général, il est nécessaire d exclure certaines variables car a priori toutes les variables différenciées figurent dans chaque équation avec (p 1) retards. Il reste alors à traiter les corrélations instantanées entre les résidus des équations en posant a priori des schémas de simultanéité identifiables entre les variables endogènes différenciées, schémas que l on estime comme dans un modèle à équations simultanées. Le choix des variables Nous allons modéliser le comportement des ménages sans considérer de variables de stocks (actifs et passifs monétaires et financiers, capital logement). Ces variables, provenant des comptes de patrimoine, n existent pas pour la plupart en périodicité trimestrielle. Mais ce n est pas la raison qui nous pousse vers les variables de flux. Depuis les travaux de Modigliani qui datent des années cinquante, on tente d introduire épisodiquement un effet de richesse dans la fonction de consommation. Tentative qui n a jamais donné de résultats. Cinquante ans après, il semble raisonnable d abandonner l idée. De plus, l introduction de cette variable ne s impose pas quand on prend comme référence théorique le modèle de cycle de vie. En effet, dans ce modèle, il est équivalent mathématiquement de dire que la consommation cou- 4. Le test d exogénéité, évoqué précédemment, ne dépend pas de la décomposition car il porte sur la nullité d une ligne de la matrice α.\n7 Une analyse économétrique multivariée 205 rante est déterminée par la consommation de la période précédente, ou de dire que la consommation courante est déterminée par la richesse de l agent. Autrement dit, lorsque figure la consommation retardée parmi les variables explicatives, il est inutile de faire figurer la richesse. Toujours lorsqu on fait référence à la théorie du cycle de vie, rappelons que l introduction du revenu courant pour expliquer la consommation exprime que l agent subit des contraintes de liquidité provenant d une limitation à l emprunt, soit par rationnement volontaire ou bancaire, soit parce que le taux d emprunt est jugé trop élevé par rapport au taux de placement. Finalement, dans la théorie du cycle de vie les déterminants de la consommation courante seront essentiellement la consommation retardée et le revenu courant comme dans les autres théories (celle de Brown avec la référence aux habitudes de consommation ou celle de Friedman avec le concept de revenu permanent). Dans les années quatre-vingt suite à la période d inflation, puis un peu plus tard, avec l apparition des plus-values boursières et, enfin, des plus-values immobilières, on s est posé le problème de définition du revenu réel : il faudrait ajouter au revenu comptable les plus ou moinsvalues de la richesse des ménages. Malheureusement la comptabilité patrimoniale est récente et se fait en terme annuel, si bien que de telles évaluations ne sont pas disponibles. Nous considérerons donc uniquement les effets de l inflation. La libéralisation financière a mis l accent sur l endettement et la nécessité de distinguer crédits nouveaux et remboursements en capital. Là encore, les séries trimestrielles sur une période relativement longue font défaut. On préfère alors considérer les flux nets de crédits plutôt que les encours. En effet, on pense d abord à la définition du revenu : il faudrait d une part impérativement enlever du revenu les remboursements du capital emprunté et, d autre part, raisonner éventuellement avec un revenu «élargi» intégrant les crédits nouveaux. La somme du revenu et des flux nets de crédits correspond à un revenu élargi duquel on a bien enlevé les remboursements en capital. Par ailleurs, l investissement logement est réalisé essentiellement avec des crédits nouveaux (et accessoirement avec de l épargne préalablement accumulée) d où l importance des flux. Par contre, en ce qui concerne l investissement logement, il apparaîtrait naturel de considérer le capital logement. En effet, à long terme, la construction dépend essentiellement de l adaptation du parc existant aux besoins démographiques et du renouvellement du parc déprécié. Cependant, d autres facteurs interviennent, impliquant moins directement le stock existant ; l investissement logement peut correspondre à une amélioration des conditions de vie suite à un enrichissement progressif des agents et, enfin, à un placement financier suite à une rentabilité accrue du placement. De plus, on constatera que la détermination\n8 206 Françoise Charpin de l investissement logement sans introduire le capital logement se fait relativement bien. En conclusion, on ne retiendra que des flux de la comptabilité trimestrielle. On est contraint faute de chiffres à considérer un modèle dont le contenu économique est plus pauvre qu on ne le souhaiterait. Dans l équation (4) l investissement et les crédits concernent les ménages et les entrepreneurs individuels. Nous nous intéresserons uniquement à l investissement logement des ménages et à leurs crédits immobiliers. A priori les investissements des entrepreneurs individuels et les crédits associés sont indépendants des comportements décrits ici. La consommation des ménages est la consommation finale en biens et services marchands. L investissement logement est l investissement des ménages en bâtiment (hors services marchands). Avant d aborder les choix de spécification des variables, disons quelques mots sur les variables exogènes et déterministes que nous avons considérées. Classiquement, une fonction de consommation comporte, outre la consommation retardée et le revenu courant, le taux d inflation, le taux de croissance du pouvoir d achat du revenu et, éventuellement, la variation du taux de chômage et un taux d intérêt réel. Nous ne reviendrons pas sur le rôle de chacune, on peut se référer aux articles de Cadiou (1995), Bonnet et Dubois (1995), Sicsic et Villetelle (1995). Ces exogènes suffiront pour expliquer l évolution de l investissement logement et des flux nets de crédits et nous en resterons là 5. Trois variables déterministes ont été a priori retenues, l une est une indicatrice conséquence de la libéralisation financière sur laquelle nous reviendrons, la deuxième, une variable démographique représentant le vieillissement de la population, et la troisième, une variable de l enquête auprès des ménages représentant leur optimisme. Le vieillissement de la population a été mesuré par le rapport du nombre de personnes de moins de quinze ans sur le nombre de personnes de plus de 60 ans. Cette variable a un profil assez proche de la tendance du taux d investissement logement, croissant au départ puis décroissant ensuite. Elle devrait contribuer à expliquer la baisse tendancielle du taux d investissement logement. En fait, elle ne sera significative dans aucune des équations du modèle et n a donc pas été retenue dans la présentation des résultats. Pour expliquer la faiblesse de la consommation dans les années quatre-vingt-dix, on évoque souvent le manque de confiance des ménages à l égard de l avenir, ce qui les pousse à épargner. D où l idée d introduire dans les équations l indicateur de confiance issu de l en- 5. Mentionnons que les variables nominales seront toutes déflatées par le prix à la consommation et donc que le prix de l investissement logement, c est-à-dire celui de la construction neuve, n interviendra pas.\n9 Une analyse économétrique multivariée 207 quête auprès des ménages 6. Les résultats n étant pas concluants, la variable n a finalement pas été retenue. A la suite de Bonnet-Dubois (1995) et Sicsic-Villetelle (1995) nous pensons qu il est indispensable d introduire une variable indicatrice pour représenter les effets de la libéralisation financière. Nous retiendrons ici une variable qui vaut 1 du quatrième trimestre de l année 1985 au quatrième trimestre de l année 1989 et 0 ailleurs 7. La déréglementation financière a entraîné une explosion soudaine des crédits mais à partir de 1990 la demande des ménages s est modérée et les organismes de prêts sont devenus plus prudents suite à la multiplication des cas de surendettement. Le choix d une telle indicatrice montre que la période ( ) est jugée transitoire : imprudence transitoire des organismes prêteurs et engouement transitoire des ménages pour l achat à crédit. Cette interprétation n est pas tout à fait convaincante. En effet, l absence de perspective de croissance du revenu à partir des années quatrevingt-dix a probablement joué et entraîné un ralentissement de la demande de crédits, qui, à l avenir, avec une conjoncture meilleure, devrait s accroître car, en France, les ménages sont encore peu endettés relativement à d autres pays. Bien que le taux de croissance du revenu soit présent dans le modèle ainsi que les flux nets de crédits, on ne réussit pas à se passer d une telle indicatrice, faute de quoi le modèle conduirait à sous-estimer le taux d épargne en prévision comme on le verra en fin d article. La spécification en taux ou en logarithme Le fait que la relation comptable (4), après division par le revenu, devienne une relation entre taux, nous incite a priori à retenir les endogènes suivantes : le taux de consommation, le taux d investissement logement et les rapports des deux flux de crédits au revenu. On peut vérifier que ces taux sont non stationnaires 8. Les exogènes seraient alors le taux d inflation, le taux de croissance du pouvoir d achat du revenu, le taux de chômage et le taux d intérêt réel. L analyse multivariée de ce processus vectoriel de taille 8, avec p=3, conduit à 5 vecteurs de cointégration (annexe 1, tableau A1). On refuse au seuil 5 % l exogénéité du taux de croissance du revenu, du taux de chômage et du taux d inflation (annexe 1, tableau A2). De plus, le taux de croissance du revenu apparaît non stationnaire au seuil 5 % (seuil critique 1,9 %). On se retrouve 6. Depuis 1987 cette enquête est mensuelle et il a fallu se livrer à un travail de rétropolation pour obtenir une série trimestrielle fabriquée avec l ancienne et la nouvelle enquête. 7. Cette indicatrice diffère légérement de celle retenue par Bonnet-Dubois et Sicsic- Villetelle, qui valait 1 du 2 e trimestre 1986 au 4 e trimestre 1990 et 0 ailleurs. 8. Le flux net de crédit de trésorerie rapporté au revenu pourrait éventuellement l être en introduisant l indicatrice dans la régression servant au test.\n10 208 Françoise Charpin finalement avec 5 vecteurs de cointégration sans aucune variable stationnaire. Même si l on décidait de ne pas tenir compte du résultat des tests d exogénéité, on ne pourrait pas étudier le système partiel de nos 4 variables, car le nombre de vecteurs de cointégration est supérieur à 4. Par rapport à l analyse qui suivra, l identification des vecteurs de cointégration nous conduit à retenir ici une relation d équilibre supplémentaire, de type relation de Phillips, car elle lie le taux de croissance du revenu, le taux d inflation et le taux de chômage. Nous sommes donc dans une impasse et ceci nous conduit à retenir une autre spécification pour les variables du système. Traditionnellement, les fonctions de consommation sont spécifiées en logarithme des variables, formulation qui se prête bien aux représentations à correction d erreur 9. Dans la représentation autorégressive, on explique le logarithme de la consommation à prix constants (lc) par des retards de l endogène (lc 1,lc 2 ), par le logarithme du pouvoir d achat du revenu (ly), par son taux de croissance (approximé par la variation logarithmique) ly, par le taux d inflation (ici la variation logarithmique du prix à la consommation) lp ; le cas échéant on introduit la variation du taux de chômage ( Tcho), et, enfin, le taux d intérêt réel 10 (Tor). En général, l hypothèse d une élasticité revenu long terme unitaire est vérifiée. Dans ce cas, on peut constater qu une formulation en logarithme ou en taux mène à des résultats identiques 11. L investissement logement 12 sera également introduit en logarithme (li). Enfin, les flux nets de crédits seront rapportés au revenu en remarquant que : Log(y+crédits) Log(y) + (crédits/y) On garde à l esprit le concept de revenu élargi. Les flux en francs constants seront notés crt pour les crédits de trésorerie et crh pour les crédits immobiliers. Nous allons donc considérer le processus vectoriel (lc, li, crh/y, crt/y, ly, lp, Tcho, Tor). Ces variables sont susceptibles de figurer dans les relations d équilibre de long terme, tandis que leurs différences premières courante et retardées, n interviendront que dans la dynamique de court terme (en particulier, on trouvera ly et Tcho). La variable indicatrice est notée d8689. La période d estimation ira du 3 e trimestre de l année 1971 au 2 e trimestre de l année Les résultats économétriques ont été obtenus en utilisant le logiciel cats (associé au logiciel rats) conçu spécialement pour pouvoir mener à bien la méthodologie développée dans Johansen et Juselius (1994). 9. La variable expliquée est alors le taux de croissance de la consommation. 10. Ici, il s agit du taux nominal des obligations diminué du taux d inflation en glissement annuel. 11. en effet Log(c/y) ~ (c/y) déflaté par le prix à la consommation comme nous l avons déjà dit.\n11 Une analyse économétrique multivariée 209 Choix des retards, dimension de l espace de cointégration et tests d exogénéité Le choix de p est délicat car on constate que les résultats des deux premières étapes varient beaucoup avec p (retenir une valeur élevée de p pour se prémunir d une éventuelle corrélation temporelle des erreurs du système est tout aussi nocif qu une valeur trop faible). Trois tests multivariés de corrélation temporelle sont proposés dans cats. On remarque que les conclusions de ces tests dépendent du moment où on les réalise (juste après l estimation du système (5), un peu plus tard après avoir choisi le nombre de vecteurs de cointégration, ou encore dans le système partiel (6)). Il n est pas étonnant que les résultats des tests puissent différer lorsqu ils sont réalisés dans le système (5) à 8 équations ou dans le système partiel (6) à 4 équations. Satisfaire aux tests dans le système (5) pousse éventuellement à retenir trop de retards 13. En effet, dans les équations correspondant aux exogènes, il manque des variables explicatives, ce qui engendre de l autocorrélation, et pour combattre cette autocorrélation il est nécessaire d introduire un nombre élevé de retards. Ainsi, pour choisir p, il faut regarder les résidus des systèmes (5) et (6). Après investigation, il nous a semblé que p=3 était une valeur appropriée, soit trois retards dans une écriture autorégressive ou bien deux, dans une écriture à correction d erreur. On passe ensuite à l estimation du système (5) pour déterminer le nombre r de relations d équilibre. Deux tests permettent de faire ce choix (voir tableau 1). Celui de la valeur propre maximale (λ-max dans les tableaux) qui permet de tester l hypothèse r=r 0 contre r= r 0 +1 et, le test de la trace, qui permet de tester l hypothèse r=r 0 contre r=n. Des tables particulières donnent les quantiles des distributions 14 (Osterwald- Lenum, 1992). Elles ont été établies pour des modèles ne comportant ni variables déterministes 15, ni exogènes et dépendent de la manière d introduire le terme constant dans le système (et éventuellement le trend). Dans toute la suite nous avons choisi de ne pas introduire de contrainte sur le terme constant 16 (rien ne le justifie ici). 13. Au vu de ces tests, on aurait retenu p= On refuse l hypothèse nulle au seuil 5 % quand la statistique du test dépasse le 95 e centile de la distribution. 15. On les utilise tout de même dans ce contexte ; par exemple dans Johansen-Juselius (1994) figure une variable indicatrice pour tenir compte de la libéralisation financière en Australie. 16. On peut lui imposer de ne figurer que dans les relations d équilibre.\n12 210 Françoise Charpin 1. Résultats des tests de cointégration Valeurs H 0 r = Test 95 e centile Test de la 95 e centile propres λ max trace 0, ,9 51,4 266,8 156,0 0, ,7 45,3 191,0 124,2 0, ,8 39,4 122,2 94,2 0, ,5 33,5 79,4 68,5 0, ,7 27,1 45,0 47,2 0, ,6 21,0 23,3 29,7 0, ,9 14,1 9,6 15,4 0, ,7 3,8 2,7 3,8 Les deux tests conduisent à retenir r=4. Dans le tableau 2 nous présentons les résultats des tests d exclusion (l hypothèse nulle est l exclusion de la variable dans les relations de cointégration), des tests de stationnarité (l hypothèse nulle est la stationnarité) et des tests d exogénéité lorsque r=4. Il s agit de tests du chideux (ici à 4 degrés de liberté). 2. Résultats des tests d exclusion, de stationnarité et d exogénéité (r=4) Tests d.l. 95 e Lc Li Crh/y Crt/y Ly Lp Tcho Tor centile Exclusion r 9,5 21,5 41,4 35,8 41,4 33,0 29,4 35,7 9,3 Stationnarité n r 9,5 25,1 26,4 24,1 7,1 24,6 26,9 23,8 23,6 Exogénéité r 9,5 20,8 31,1 26,0 27,1 5,5 9,6 5,1 5,4 On peut exclure (au seuil 5 %) le taux d intérêt réel des relations d équilibre (autrement dit, ce taux n interviendra pas en niveau dans le modèle). La variable crt/y est éventuellement stationnaire 17 (au seuil 5 %), toutes les autres sont intégrées d ordre 1. Le logarithme du pouvoir d achat du revenu, le taux de chômage et le taux d intérêt réel apparaissent exogènes au seuil 5 %. L exogénéité simultanée de ces trois variables est aussi acceptée (seuil critique supérieur à 5 %). L inflation est exogène pour un seuil inférieur à 4,7 %. Mais l exogénéité simultanée des 4 variables (revenu, chômage, taux d intérêt et inflation) est refusée (seuil critique 0 %). Il est clair qu on ne peut pas maintenir le taux d inflation comme variable endogène du système et que nous ne tiendrons pas compte de ce dernier résultat. La non exogénéité du taux d inflation n est pas statistiquement étonnante : elle résulte de la corrélation relativement élevée entre le taux d épargne (donc lc-ly) et l inflation ; et, de même, entre li-ly (le logarithme du taux d investissement logement) et l inflation, l investissement logement ayant été élevé dans 17. Ceci résulte de la présence de l indicatrice D8689 dans le système.\n13 Une analyse économétrique multivariée 211 les années soixante-dix. Or les logarithmes du taux de consommation et du taux d investissement logement entreront dans deux relations d équilibre. Identification de la structure de long terme Comme il a été dit précédemment, la décomposition de la matrice Π (Π=αβ ) n est pas unique, car, pour toute matrice θ inversible de taille r, on a : αβ = αθ -1 θβ. Il y a donc un problème d identification des quatre relations d équilibre (c est-à-dire des quatre vecteurs colonnes de la matrice β). Cette phase d identification va être menée dans le système partiel en posant des restrictions identifiantes 18 sur les vecteurs de cointégration, restrictions dont on testera la validité. Par exemple, une des relations d équilibre doit concerner la consommation et on a des idées a priori sur les variables exogènes qui doivent y figurer : le revenu avec une élasticité unitaire et le taux d inflation. On a vu (tests d exclusion) que le taux d intérêt réel pouvait être exclu de toutes les relations d équilibre donc de celle-ci en particulier. Quant au taux de chômage, il n y a pas de raison de l inclure, car c est sa variation qui entre traditionnellement dans une fonction de consommation. Reste à considérer la présence éventuelle des trois autres endogènes (l investissement logement et les deux variables de crédit). Si l on pense que ces variables doivent figurer dans l équation de la consommation, il y a deux voies d intégration : directement dans la relation de long terme de l équation ou, indirectement, par le biais des erreurs d équilibre des trois autres relations de cointégration. A titre d exemple, admettons qu on retienne la présence de l investissement logement dans la relation de long terme 19, alors une des lignes de la transposée de la matrice β s écrira : Lc Li Crh/y Crt/y Ly Lp Tcho Tor 1 a b 0 0 On a placé 5 restrictions linéaires sur une colonne de la matrice β et il reste deux coefficients à estimer (a et b). On peut tester 20 que ce vecteur appartient ou non à l espace de cointégration, ce qui constitue une étape préliminaire de la phase d identification. Dans le cas où il appartient, on peut chercher à identifier une deuxième relation d équilibre et tester si les deux colonnes de β appartiennent ou non à l espace de coin- 18. Le logiciel CATS précise si les restrictions linéaires imposées vérifient ou non les conditions d identification et, dans l affirmative, si il y a exacte ou sur-identification. 19. Ce qui ne sera pas le cas. 20. Test du rapport de vraisemblance, loi du chi-deux.\n14 212 Françoise Charpin tégration etc. Cette progression pas à pas, commode, ne conduit pourtant pas nécessairement au but. En effet, on peut très bien être amené à revenir sur le choix du premier vecteur de cointégration, si à un moment donné les coefficients à estimer (a et b, ci-dessus) n ont pas le signe attendu ou bien prennent des valeurs invraisemblables. On a constaté qu il est très difficile d obtenir simultanément la validité des restrictions et des coefficients plausibles lors de l identification des troisième et quatrième relations de long terme. Ceci est rassurant puisque lorsqu on parvient au but, on a le sentiment qu il n y a pas d autres solutions que celle que l on a péniblement trouvée. Dans cette recherche, on doit prendre en compte les résultats des tests d exclusion : toutes les variables (sauf le taux d intérêt réel) doivent figurer au moins une fois dans une relation d équilibre. Puisqu ici le nombre de vecteurs de cointégration est égal au nombre de variables endogènes, il est naturel de rechercher une relation d équilibre pour chaque endogène. Et, c est bien ce qui est apparu à l issue de la phase d identification. On a testé les restrictions suivantes : a b c 0 β = 0 d 1 0 d e e Trois vecteurs comportent 6 restrictions et un, 5 restrictions. Pour tester la validité de ces restrictions, on réalise un test du rapport de vraisemblance, qui a comme loi asymptotique une loi du chi-deux de degrés de liberté Σ [q j (r 1)]où q j est le nombre de restrictions du j e vecteur de cointégration. Ici, la statistique vaut 12,05 pour un chi-deux à 11 j degrés de liberté ce qui correspond à un seuil critique de 36 %. Les restrictions sont donc largement acceptées. Il faut maintenant vérifier qu elles sont identifiantes. Une relation d équilibre est identifiée si, par combinaison linéaire des (r 1) restantes, on ne peut pas retrouver cette relation. Ici, elles le sont (il y a suridentification 21 ). Finalement, on obtient les relations d équilibre suivantes (on a indiqué entre parenthèses l écart type du coefficient) : Lc = Ly 2,175 Lp + constante (0,305) Li = Ly + 5,708 Lp 5,796 Tcho + constante (0,734) (0,301) Crh/y = 0,047 (Li Ly) + constante (0,007) Crt/y = 0,035 (Lc Ly) + constante (0,013) 21 L identification exacte correspondrait à 3 restrictions par vecteur.\n15 Une analyse économétrique multivariée 213 On a vu (dans le système (5), tableau 2) que la variable crt/y pouvait éventuellement être considérée comme stationnaire. S il en était ainsi dans le système (6), le coefficient e serait nul. Or, il est significativement différent de zéro. La première relation, classique, exprime que le logarithme du taux de consommation dépend négativement du taux d inflation. La deuxième, fait dépendre le logarithme du taux d investissement logement du taux d inflation et du taux de chômage. L inflation favorise l investissement logement et le chômage, le déprime. La dépendance entre le taux d investissement logement et le taux d inflation n a rien d étonnant puisqu une forte inflation permet de rembourser aisément le capital emprunté, car elle diminue la valeur en francs constants des remboursements ; de plus, durant la période de forte inflation, les taux d emprunts réels ont été négatifs. Ceci aurait dû contribuer à rendre significatif la variable taux d intérêt réel. Cependant, le taux des obligations est un très mauvais indicateur 22 d un taux d emprunt effectif (qu il serait bien difficile de déterminer). S il apparaît normal que la progression du chômage contribue à réduire l investissement logement, nous avons été étonnés du fort pouvoir explicatif du taux de chômage dans cette équation. On a alors vérifié que le rôle de cette variable demeure identique lorsqu on introduit le temps dans l équation ou, mieux, un trend démographique de même profil que celui du taux d investissement logement (il s agit du rapport jeunes/vieux dont nous avons parlé précédemment). Enfin, les deux dernières relations d équilibre expriment que les flux nets de crédits rapportés au revenu dépendent du taux d investissement logement pour les crédits immobiliers et du taux de consommation pour les crédits de trésorerie, ce qui paraît tout à fait logique. On a bien entendu testé (et rejeté) la présence du taux d investissement logement dans la relation de cointégration du taux de consommation, ainsi que celle des flux nets de crédits dans cette même fonction. Ces trois variables ne pourront intervenir, qu indirectement, à travers leurs erreurs d équilibre, ce qui paraît plus satisfaisant qu un rôle direct. On a également vérifié que le taux de chômage ne pouvait figurer que dans la relation de cointégration du taux d investissement logement, et que le taux d inflation n intervenait que dans les deux premières relations. Dans le système (6), les r composantes du vecteur β Z t-1 s interprètent comme les r erreurs d équilibre au trimestre (t 1). La j e erreur d équilibre intervient dans la i e équation avec le poids α ij donné dans le tableau 3. Les statistiques de Student de ces coefficients sont données entre parenthèses à côté du coefficient. Les termes de la diagonale 22. Considérer un taux court n est pas mieux.\n16 214 Françoise Charpin (poids de l erreur d équilibre i dans l équation i) ont tous le signe attendu (signe négatif d une force de rappel) et sont tous largement significativement différents de zéro. La deuxième colonne du tableau montre qu un déséquilibre du taux de consommation se répercute sur les trois autres endogènes : un taux de consommation élevé relativement à sa tendance au trimestre (t 1), déprime au trimestre suivant l investissement logement, ainsi que les demandes de crédits immobiliers et de trésorerie. La troisième colonne du tableau indique qu un déséquilibre du taux d investissement logement n a pas d influence sur les autres endogènes. Dans la quatrième colonne du tableau, on voit qu un déséquilibre positif des flux nets de crédits immobiliers (une forte demande de crédits ou un faible niveau de remboursements d emprunts) favorise au trimestre suivant la consommation et l achat de logement. Enfin, dans la dernière colonne, il apparaît qu un déséquilibre positif des flux nets de crédits de trésorerie au trimestre (t 1) favorise la demande de crédit immobilier au trimestre suivant. Il en est de même lorsqu on intervertit le type de crédit : les erreurs d équilibre positives d un type de crédit favorisent l autre type (mais, dans la 4 e équation, l erreur d équilibre sur la 3 e variable n est pas significative). Cet impact positif peut résulter du fait qu il y a des périodes favorables à l endettement, ou s interpréter en disant qu un faible niveau de remboursements des crédits de trésorerie favorise la demande de crédits à l habitat. 3. Le poids des erreurs d équilibre dans les équations Equations Coefficients α ij Lc 0,199 ( 4,9) 0,034 ( 1,2) 0,276 ( 2,0) 0,359 (1,5) Li 0,283 ( 2,0) 0,527 ( 5,4) 2,269 ( 4,6) 0,129 ( 0,2) (Crh/y) 0,109 ( 3,0) 0,030 ( 1,2) 0,596 ( 4,7) 0,916 (4,4) (Crt/y) 0,072 ( 2,6) 0,017 ( 0,9) 0,163 ( 1,7) 1,008 ( 6,5) La dynamique de court terme Nous allons maintenant examiner l estimation des matrices B0 C1 C2 du système (6) ainsi que les résidus des équations. L estimation non contrainte de ces matrices n est pas très intéressante car il y a sur-paramétrisation et les résultats sont reportés en annexe 2 (tableaux A3, A4 et A5). Considérons maintenant les résidus des équations, d abord leurs corrélations instantanées, puis les corrélations temporelles. Les dépen-\n17 Une analyse économétrique multivariée 215 dances entre les différences premières des endogènes courantes se trouvent dans les erreurs des équations. L estimation de la matrice des corrélations instantanées des résidus des équations est : Lc Li (Crh/y) (Crt/y) Lc 1 Li 0,144 1 (Crh/y) 0,120 0,005 1 (Crt/y) 0,185 0,050 0,284 1 Avec 104 observations, un coefficient de corrélation est significativement différent de zéro si sa valeur absolue excède 0,19. Il y a donc au plus deux corrélations significatives : l une positive entre les deux variables de crédits et, éventuellement, une seconde, positive, entre le taux de croissance de la consommation et les flux nets de crédits de trésorerie rapportés au revenu. La simultanéité entre les différences premières des endogènes courantes est donc faible. L absence de corrélation temporelle entre les résidus des équations est testée à l aide de trois tests multivariés, le premier est la version multivariée du test de Ljung-Box, les deux autres, du test du multiplicateur de Lagrange. Les statistiques des tests valent respectivement : L B(26) = 425 (loi du chi-deux à 368 d.l.) seuil critique : 2 % LM(1) = 20,8 (loi du chi-deux à 16 d.l.) seuil critique : 19 % LM(4) = 21,4 (loi du chi-deux à 16 d.l.) seuil critique : 16 % Seul le premier test (qui comporte des corrélations inter et intra jusqu à l ordre 26), met en doute l absence de corrélation temporelle, puisque pour l accepter, il faudrait choisir un seuil inférieur à 2 %. Nous n accordons pas trop d importance au résultat de ce test «fourre-tout». L hypothèse de normalité multivariée est testée à l aide de la version multivariée du test de Shenton-Bowman. On accepte l hypothèse de normalité du vecteur des résidus ; en effet, la statistique du test vaut 8,8, elle suit une loi du chi-deux à 8 d.l., ce qui donne un seuil critique de 36 %. La plupart des coefficients de la forme non contrainte (tableaux A3, A4 et A5) n étant pas significativement différents de zéro et, avant de traiter le problème de simultanéité, nous avons estimé la dynamique de court terme en éliminant un grand nombre de différences premières non significatives. On voulait voir ce qu il adviendrait des corrélations instantanées dans le système contraint avant de les traiter. Ce système contraint (qui n est donc pas le définitif) est présenté dans le tableau A6 de l annexe 2. Cette estimation, ainsi que la suivante, ne peut plus\n18 216 Françoise Charpin se faire dans le logiciel cats. Il faut donc poursuivre les estimations en considérant les erreurs d équilibre comme données 23. Dans la suite, elles sont notées respectivement ECMC (erreur d équilibre de la consommation), ECMI (de l investissement logement), ECMH (du flux net de crédits immobiliers), ECMT (du flux net de crédits de trésorerie). Le système ne comporte que des variables stationnaires et l économétrie standard s applique. L estimation du tableau A6 est réalisée par la méthode des moindres carrés généralisés pour les systèmes à erreurs liées (SURE). Le test du rapport de vraisemblance, qui figure après les équations, permet de tester la validité des 73 restrictions que nous avons placées et qui sont largement acceptées. L estimation de la matrice des corrélations instantanées entre les résidus des équations est proche de celle obtenue sans contraintes : Lc Li (Crh/y) (Crt/y) Lc 1 Li 0,030 1 (Crh/y) 0,120 0,060 1 (Crt/y) 0,219 0,014 0,245 1 Comme précédemment, il y a deux corrélations tout juste significatives et on pourrait les négliger. Nous allons cependant les considérer dans le paragraphe suivant, ce qui nous amènera à un système d équations légèrement différents que nous commenterons plus en détail. Pour traiter les corrélations instantanées entre les équations, il faut se donner a priori un (ou des) schéma (s) de simultanéité, c est-à-dire une matrice A carré inversible de taille 4 qui a des 1 sur la diagonale. Le système (6) correspond à la forme canonique d un VECM. En prémultipliant ce système par une matrice inversible (par exemple la matrice A), on obtient un VECM équivalent. On cherche donc une matrice A telle que la matrice de variance-covariance des erreurs transformées u t = A ε yt soit diagonale (absence de corrélation instantanée entre les erreurs u it des équations). Désignons par D cette matrice diagonale et par Σ y la matrice de variance-covariance des erreurs ε yt.on doit avoir : (7) D = A Σ y A ou encore Σ y = A 1 D A 1 On a vu que Σ y comportait deux covariances différentes de zéro (soit 6 éléments non nuls). Ceci nous permet de déterminer deux coefficients de la matrice A, car le système (7) a 6 inconnues (les 4 éléments diagonaux de D et deux coefficients dans A). Les covariances non nulles 23. L estimation d un VECM structurel se fait donc en deux temps : dans un premier temps, on estime la structure de long terme, et dans un deuxième, la structure de court terme.\n19 Une analyse économétrique multivariée 217 sont σ 41 et σ 43. On a a priori 4 schémas de simultanéité possibles définis par les matrices A i (i=1,...,4) suivantes : a A 1 = A 2 = a a34 a A 3 = A 4 = a a a 0 a Dans A 1 et A 2, la corrélation entre lc et (crt/y) résulte du fait que le taux de croissance de la consommation dépend instantanément de (crt/y) et, dans A 3 et A 4, on fait l hypothèse inverse (la causalité est dans l autre sens). Dans A 1 et A 3, la corrélation entre (crh/y) et D(crt/y) résulte du fait que (crh/y) dépend instantanément de (crt/y), et, dans A 2 et A 4, on fait l hypothèse inverse. Ces 4 matrices correspondent à un schéma récursif (en intervertissant si nécessaire l ordre des variables), de sorte que les équations correspondantes peuvent être estimées une par une en utilisant la méthode des moindres carrés ordinaires 24. Le schéma représenté par la matrice A 1 conduit à ajouter (crt/y) dans la première équation du système précédent et, (crt/y) dans la troisième. Le schéma de la matrice A 2 fait introduire (crt/y) dans la première équation et, (crh/y) dans la quatrième etc. Nous avons considéré les 4 schémas et examiné si les variables introduites avaient un coefficient significativement différent de zéro. Seul le schéma A 3 conduit à des coefficients tout juste significativement différents de zéro. En estimant le système par la méthode du maximum de vraisemblance, aucun schéma n émerge car les écart-types des coefficients sont plus élevés avec cette méthode qu avec celle des moindres carrés ordinaires. L examen de la troisième équation du schéma A 3 ne nous paraît pas très crédible ; en effet, on obtient : (Crh/y) = 0,066 0,521 ECMH t 1 + 0,843 ECMT t 1 0,253 (Crh/y) t 1 0,317 (Crh/y) t 2 (4,9) ( 5,3) (5,3) ( 2,7) ( 3,7) + 0,277 (Crt/y) 0,279 (Crt/y) t 1 0,054 Li t 2 (2,4) ( 2,4) ( 3,0) et finalement ce serait la variable ( (crt/y)) qui entrerait dans l équation. On ne voit pas quelle interprétation on pourrait donner, donc 24. Pour un modèle non récursif, on estimerait le système avec la méthode du maximum de vraisemblance. 43\n20 218 Françoise Charpin on ne retient pas cette spécification. Par contre, on introduit le taux de croissance de la consommation ( lc) dans la quatrième équation. Le système obtenu est donné dans l encadré. Commençons par examiner l estimation de la matrice des corrélations instantanées entre les résidus de ces nouvelles équations : Lc Li (Crh/y) (Crt/y) Lc 1 Li 0,030 1 (Crh/y) 0,110 0,055 1 (Crt/y) 0,058 0,000 0,165 1 Aucune corrélation n est significativement différente de zéro. Par rapport à l estimation précédente (tableau A6), seule la spécification de la 4 e équation a changé. Non seulement, on introduit ( lc) mais aussi, au lieu d estimer librement les coefficients de lc h et ly h (h=0...2), on les contraint à être égaux en valeur absolue ; autrement dit, c est la variable l(c/y) h (h=0...2), qui figure dans l équation. Suite à ces modifications, l erreur d équilibre ecmh n est plus significative (elle l était tout juste) et n apparaît donc plus dans l équation. Enfin, les équations sont estimées une par une, en utilisant les moindres carrés ordinaires (d où des estimations un peu différentes de celles du tableau A6). Le système d équations Lc = 0, ,009 D8689 0,225 ECMC t 1 + 0,209 ECMH t 1 0,326 Lc t 1 ( 4,2) (4,2) ( 7,0) (2,3) ( 3,8) + 0,226 Ly 0,347 Lp (3,0) ( 2,9) Q(26) = 17,6 seuil critique 89,1 % ETR = 0,63 % Li = 1, ,026 D8689 0,228 ECMC t 1 0,415 ECMI t 1 ( 8,5) (3,1) ( 2,0) ( 7,7) + 1,702 ECMH t 1 3,457 Tcho (5,0) ( 2,5) Q(26) = 33,0 seuil critique 16,2 % ETR = 2,4 % (Crh/y) = 0,063 0,495 ECMH t 1 + 0,720 ECMT t 1 0,236 (Crh/y) t 1 (4,7) ( 5,0) (4,7) ( 2,5) 0,275 (Crh/y) t 2 0,437 (Crt/y) t 1 0,060 Li t 2 ( 3,2) ( 4,4) ( 3,3) Q(26) = 44,8 seuil critique 1,2 % ETR = 0,57 point


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Du 28 F�vrier au 03 Mars inclus, profitez de ce rassemblement unique�dans...Lire la suiteL'agenda de voitures Voir toutes les sorties pour voituresUn dimanche comme autrefois, Breuil-le-Vert [ DU :26 Mai 2013 AU : 26 Mai 2013]Venez passer "un dimanche comme autrefois", le dimanche 26 mai , au parc du grand air � Breuil-le-Vert de 9h30 � 18h00.� Plus de 500 v�hicules de collections, voitures anciennes, vehicules militaires , customs, motos hotrods...\n- Des jeux picards ; assiette, manne , grenouille,...Lire la suiteLes brocantes dans l'Oise [ DU :05 Mai 2013 AU : 05 Mai 2013]Le dimanche 5 mai :\nBrocante � Avrigny, bourse d'�change de pi�ces de voitures anci�nnes et exposition de voitures anciennes et tracteurs avec plus de 250 exposants.\nBrocante � Bailleul-Sur-Th�rain, rue de Montreuil � Th�rain-aux-Etangs\nBrocante...Lire la suiteRassemblement de v�hicules anciens � Pierrefonds [ DU :28 Avril 2013 AU : 28 Avril 2013]Rassemblement de v�hicules anciens � Pierrefonds.\nAmateurs de v�hicules anciens, vous avez rendez-vous ce�dimanche 28 avril 2013�� l'h�teld e ville de Pierrefonds.� Le comit� des f�tes de la ville organise sa 3e concentration de v�hicules anciens qui r�unira environ...Lire la suiteFoire des Rameaux � Gournay-en-Bray [ DU :23 Mars 2013 AU : 24 Mars 2013]Foire des Rameaux � Gournay-en-Bray\nSamedi et dimanche, dans les rues du centre-ville, salle des f�tes et hall aux volailles, march� gourmand, m�tiers d’art, voitures anciennes, chevaux-vapeur agricoles, exposition de tracteurs anciens… et animations...Lire la suitePortes ouvertes au Lyc�e professionnel Robert et Nelly de Rothschild � Saint-Maximin [ DU :23 Mars 2013 AU : 23 Mars 2013]Portes ouvertes au Lyc�e professionnel Robert et Nelly de Rothschild � Saint-Maximin\nLe 23 mars 2013 de 8h30 � 15h00\nSitu� � Saint-Maximin dans l'Oise, l'�tablissement accueille 440 �l�ves r�partis sur 5 baccalaur�ats professionnels et 6 Certificats...Lire la suiteLes vidéos sur voitures Voir toutes les vidéos sur voituresCarton plein pour le 10ème US Motor Day [27 Août 2012]\nCette 10ème édition de l'US Motor Day organisée le dimanche 26 août à Compiègne a été un franc succès : plus de 10 000 visiteurs sont venus toucher du doigt le rêve américain. 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Plus de 400 véhicules de collections, militaires et fantaisistes étaient exposés dans le parc du grand air à Breuil-le-Vert, dimanche 15 avril...Voir la vidéo\nNuage de tagvacances gendarmerie trouver bonnes univers p�ques propose t�l�vision vivant palace chocolat d�roulera gr�vistes edition directeur Villages et villes de l'oise\nArmancourt Cuigy-en-Bray St-Just-en-Chauss�e Campremy Boissy-le-Bois Monts Troussures Villeneuve-sur-Verberie Vauciennes Trumilly RadioFMC sur votre iPhone, IPad et AndroidLes jingles cultes de la radioLes coulisses de la radioHistoriqueZones de diffusionInfosLes dossiers de la rédactionEco santé dans l'OiseLes carnets de voyagesForme et beauté dans l'OiseLes formations musicalesOffres d'emploi 100% OiseL'actu 100% peopleFMC TVExtrasDiaporama 100% OiseAgenda des sortiesVu sur le webLes photos peopleL'actu cinéL'actu High techProgrammes TVMusiqueL'actualité musicaleLe TOP 40Nouveaux Hits FMCLe TOP 21h-MinuitLes Vidéos du 21H - MinuitLe TOP Funky MixPlaylistsLes + FMCLes radars dans l'OiseShopping dans l'OiseSouhaitez un anniversaire Les bons plans resto dans l'OiseInfos traficHoroscopeA table, les bonnes recettesJeuxJouer pour le cadeau de la semaineLes gagnantsMétéoNous �crire


Panne faîtière humide | Page 2\n@Prospiikt , oui, comme j ai écris dans le message #8 , les briques ca va mais les joints explosent l humidimetre et ils sont pâteux.\nJe vais gratter les joints pâteux, enlever doucement la brique et je verrai si il pleut dans la cheminée, je referai les joints par la même occasion.\nSi il pleut dedans, je regarderai pour refermer cette partie.\ntechnology , 20 Mai 2021\nBon voilà, l intuition est peut être bonne...\nJ ai cassé une demi brique ( je devais quand même refaire les joints donc bon), et on voit clairement le jour extérieur, donc c'est probablement la pluie qui tombe sur des vieilles briques poreuse et qui transmet l humidité a l intérieur contre la panne faîtière.\nJe vais remédier a cela en refermant la cheminée ( juste le tubage qui sortira).\nD autres avis? J en peux plus là.\ntechnology , 22 Mai 2021\nbon, j'ai traité le bois avec du xyladecor fongicide et insecticide, ca ne devra pas faire de mal.\nj'ai une question peut etre stupide: j'ai beau regarder quand il drache, je vois rien couler, serait ce possible qu'a cause d une ancienne infiltration qui a duré 3mois a cet endroit, que les briques aurait absorber du "sel" dans l'eau de pluie et que maintenant ca absorberait l'humidité et que ca créerait ce probleme? ( style comme quand il a du salpetre dans les infiltrations des fondations) . Si ça serait possible, j'ai encore du produit qu'on met sur les briques contre le salpetre/humidité interieur.\nD autre avis? ?\ntechnology , 25 Mai 2021\n@2006 44 ans, Liège\nBjr, sur base des photos de la cheminée je ne vois pas de plomb et surtout je ne vois pas l'étanchéité de la cheminée, Dina entre brique et bloc diba\n@2006 , 25 Mai 2021\n@2006 a dit: ↑\nEn effet pas de diba entre brique.\nTu ne vois pas le plomb sur les photos? Les photos sont pas top en effet, mais si jamais tu pouvais y rejeter un tout petit œil\nJ'ai pris une photo des solins de cheminée fait chez moi. Il me semble que vous avez un/des problème(s) aux coins.\nbenoki , 25 Mai 2021\nVoir la pièce jointe 96175 Voir la pièce jointe 96176 Voir la pièce jointe 96177\nIl faudrait vérifier qu'il y ait bien du silicone entre les briques de la cheminée et la faitière.\nMais si de l'eau s'infiltre par le conduit de cheminée non utilisé, c'est normal que les briques se mouillent par l'intérieur.\nYucatan , 25 Mai 2021\n@benoki , oui on a pas la même mise en œuvre. J arrive pas a trouver un document qui explique la procédure.\n@Yucatan , oui une grosse plotche de silicone entre faîtière et briques.\nJe deviens fou avec cette infiltration.\nJe vais les faire revenir car ils ont facturer la fermeture du conduit.\nJe suis pas spécialiste mais tes deux photos, les solins c est un peu Bagdad non? Démonter et recommencer ?\ncasto , 26 Mai 2021\nEst-ce que là ou sort la buse, la cheminée est bouchée?? Si tout le corps de cheminée est ouvert l'eau ruisselle sur les briques à l'intérieur et mouille la faitière.\nJ'ai eu le cas quand j'ai fait refaire ma toiture, depuis que les cheminées sont bouchées plus de soucis.\nTich56 , 26 Mai 2021\n@casto , je vais me renseigner auprès d une autre société pour avoir leur avis, mais l infiltration vient de plus haut\n@Tich56 , il y a une ouverture à gauche ( mais elle était déjà ouverte avec l ancienne cheminée, donc je comprends pas pourquoi ça le ferait que maintenant), et le testeur d humidité n indique pas de briques vraiment mouillée là, et l autre est refermée mais il y a un peu d eau qui coule quand il pleut fort ( mais ca coule sur me tubage, je vois rien sur les briques)\nPar contre j ai enlevé quelques morceaux d ancien cimentage dans là où il y a le tubage, et ça explose le testeur :\ntechnology , 26 Mai 2021\nUne ancienne photo au cas où...\nSur l'ancienne photo les solins sont corrects.\nJe ne suis pas couvreur , mais comment ont-ils fait l'étanchéité de la sortie ? Il y a un chapeau pour empêcher qu'il ne pleuve dans l'évacuation, mais comment la base du chapeau est-elle fixée pour être étanche ?\nbenoki , 26 Mai 2021\nSalut @benoki ,\nLa base du chapeau est une plaque inox a mon avis.\nD apres mes souvenirs, ils l ont collé avec un genre de mastic noir, je me rappelle.\nMais ca doit pisser quelque part vu que ca coule sur le tubage.\nJ ai checké aujourd'hui...\nJ etais pas a la maison mais on voit qu'il a plu.\nJe me demande si ca viendrait pas quand il y a du vent, car même en pleuvant, le chevron est redescendu à 14% d humidité, et les 20cm de la panne faîtière on diminué environ de 10% d humidité par rapport a il y a 3jours.\nIl y a pas quelqu'un qui oserait monter voir?\nVous êtes sur qu il y a bien du silicone sur toute la courbe de la dernière faîtière contre la cheminée ? Comme sur la photo avec l ancienne souche de cheminée ?\nYucatan , 26 Mai 2021\nJe viens de refaire une photo du velux, c'est flou mais on dirait que oui.\nVoir la pièce jointe 96548\nC est à ce moment qu on se dit que ça serait pas mal un petit drone pour faire une photo du dessus.\nwilly aime ça.


Rabais pour véhicules électriques : un retour raté - Guide Auto\nLe Guide de l'autoActualitéÉlectriqueRabais pour véhicules électriques : un retour raté\nRabais pour véhicules électriques : un retour raté\npar Daniel Breton 20 mars 2019\nLe gouvernement canadien, dans son budget 2019, a confirmé ce que plusieurs soupçonnaient depuis un moment : le retour des rabais pour les véhicules électriques après 11 ans d’absence.\nIl est écrit en page 97 du budget qu’« Afin d’encourager plus de Canadiens à acheter des véhicules zéro émission, le budget de 2019 propose de fournir 300 millions de dollars sur trois ans, à compter de 2019-2020, à Transports Canada pour mettre en place un nouvel incitatif fédéral pouvant atteindre 5000 $ pour l’achat de véhicules fonctionnant grâce à des batteries électriques ou à des piles à hydrogène dont le prix de détail suggéré par le fabricant est de moins de 45 000 $. Les détails du programme suivront. »\nÀ lire aussi: Budget fédéral 2019: un nouveau rabais pour les véhicules électriques\nÀ lire aussi: Un camion électrique québécois, pourquoi pas?\nCe court passage révèle plusieurs problèmes :\nLe gouvernement n’a donné aucun détail quant à la date d’entrée en vigueur de ces rabais, ce qui pourrait signifier qu’ils pourraient débuter en mai, juin… ou plus tard, risquant ainsi de freiner les ventes de véhicules électriques pendant plusieurs semaines, voire des mois puisque les consommateurs attendront avant d’effectuer leur achat. Grave erreur. Les concessionnaires risquent donc de voir leur inventaire de véhicules électriques ramasser la poussière d’ici là.\nJe ne connais aucun véhicule à hydrogène disponible à moins de 45 000 $.\nSi nous faisons un calcul rapide, on peut d’ores et déjà affirmer qu’à 300 M$ sur trois ans, on sera budgétairement limité à environ 20 000 véhicules électriques par année. Considérant que près de 2 millions de véhicules neufs ont été achetés par les Canadiens en 2018, on parle donc de 1% des ventes pour les trois prochaines années. Or, le Canada vise 100% de ventes de véhicules zéro émission d’ici 2040, dont 10% d’ici 2025 et 30% d’ici 2030 en cours de route. C’est ce qu’on appelle ne pas avoir les moyens de ses ambitions.\nDe plus, ces cibles seront volontaires, c’est-à-dire que les constructeurs n’auront aucune obligation de les atteindre. Ayant déjà été témoin de la totale inefficacité des cibles volontaires d’émission des véhicules mises en place par l’ancien ministre de l’Environnement Stéphane Dion il y a plus de 10 ans, on ne peut s’attendre à aucun miracle.\nEn limitant les rabais de 5000 $ aux véhicules de moins de 45 000 $, le gouvernement fédéral élimine de facto tous les véhicules électriques à 300 kilomètres d’autonomie et plus: Hyundai Kona Électrique, Kia Niro Électrique, Tesla Model 3, Nissan Leaf PLUS, etc. De plus, pour un acheteur potentiel de Bolt EV qui est offerte à 44 800$ + 1795$ de frais de transport et préparation + 100$ de taxes pour la climatisation, cela mène à un PDSF total de 46 695 $. Comme le PDSF au Québec doit inclure le tout, la Bolt sera-t-elle ou non admissible au rabais de 5000 $ au Québec alors que dans les autres provinces, le PDSF ne comprend que le prix du véhicule? Ainsi, tous ceux et celles qui se sont vus rassurés par la possibilité de se procurer une voiture électrique à grande autonomie, mais qui les trouvaient un peu chères se voient découragés de passer aux véhicules 100% électriques.\nPar ailleurs, qu’en est-il des véhicules hybrides rechargeables? ZÉRO détail. À suivre, nous dit-on.\nBonne nouvelle par contre du côté des entreprises et des travailleurs indépendants. Le gouvernement propose que ces véhicules soient admissibles à une déduction fiscale complète l’anneée où ils sont mis en service. Les coûts en capital associés aux voitures de tourisme zéro émission seront déductibles jusqu’à un plafond de 55 000 $, plus la taxe de vente.\nBref, on peut vraiment dire que le gouvernement a raté le retour de l’aide financière aux véhicules électriques… après quatre ans de tergiversations. Disons que ça s’est passé pas mal plus vite lorsqu’il était question de soutenir les pétrolières.\nN’est-ce pas ce même gouvernement qui nous disait qu’on pouvait faire les deux en même temps?\nBalado Un camion électrique québécois, pourquoi pas?\nSi le Québec est loin d’être un terreau fertile en matière de fabrication d’automobile, une entreprise de Saint-Jérôme pourrait changer la donne. Lion, une entreprise spécialisée dans la fabrication de véhicules lourds entièrement électriques, a récemment levé le voile sur le Lion8. Ce véhicule de classe 8 pourrait-il devenir chose …\nBlogue Rabais pour véhicules électriques: Québec livre... et même un peu plus\nContrairement au gouvernement fédéral qui partait de zéro en ce qui a trait au soutien à l’achat de véhicules électriques, le gouvernement du Québec était déjà bien en selle dans le domaine, ayant déjà fait de nous la « Californie du Nord » en matière d’adoption de véhicules électriques. Pas …\nÉlectrique Rabais pour véhicules électriques d’occasion : quelques éclaircissements\nLa semaine dernière, le gouvernement du Québec a annoncé lors de la présentation de son budget que le projet pilote de rabais à l’achat d’un véhicule 100% électrique d’occasion était intégré au programme régulier Roulez vert jusqu’en 2021. Les acheteurs intéressés par une voiture 100% électrique d’occasion pourront donc bénéficier …\nguideauto.tv En studio : le rabais gouvernemental à l’achat d’une voiture électrique se fait attendre!\nLors du dépôt du dernier budget fédéral il y a quelques semaines, on apprenait que les automobilistes désireux de s’acheter une voiture électrique auraient droit à un rabais gouvernemental fédéral de 5 000 $, qui s’additionnerait au rabais provincial de 8 000 $ déjà applicable au Québec. Avec pas moins …


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RU 07/2011 - Medjugorje, vrai ou faux?\nMEDJUGORJE (ru, 21 fÃ©vrier 2011) â€“ Le 17 fÃ©vrier RADIO-SILENCE (www.radio-silence.org) a organisÃ© Ã Paris un dÃ®ner-dÃ©bat sur Â« Medjugorje â€“ vrai ou faux ? Â». DÃ©fenseur du Â« vrai Â» fut le confÃ©rencier Monsieur Michel de Poncins, prÃ©sident de la radio, et le pourfendeur fut M. Winfried Wuermeling, secrÃ©taire gÃ©nÃ©ral de la mÃªme radio. Un diaporama de 52 photos glanÃ©es ici et lÃ sur Internet plongea dâ€™abord lâ€™audience dans lâ€™univers Medjugorje, en finissant par une vidÃ©o qui montrait une des derniÃ¨res Â« apparitions Â» complÃ¨tement filmÃ©es, celle du 2 novembre 2010, montrant la voyante principale Mirjana (apparitions depuis 1981) en pleine Â« vision Â». En deux mots : Medjugorje a seulement 2500 habitants, mais 2,2 millions de visiteurs - ou pÃ¨lerins - par an (par comparaison : la cathÃ©drale Notre Dame Ã Paris a 13 millions de visiteurs par an, la Basilique du SacrÃ© CÅ“ur Ã Paris 8 millions, la Tour Eiffel 6 millions, Lourdes Ã©galement 6 millions). Medjugorje se trouve aujourdâ€™hui en Bosnie-HerzÃ©govine, tout prÃ¨s de la longue cÃ´te croate, et est en fait un Ã®lot particulier : 99% de la population sont des Catholiques croates. On y accÃ¨de gÃ©nÃ©ralement en dÃ©barquant dans le port de la ville romaine Dubrovnik dans lâ€™Adriatique, en face de Gargano en Italie (tombeau du Padre Pio), et en empruntant la route vers Sarajevo. Medjugorje se trouve Ã mi-chemin, 25 km avant la ville de Mostar avec son merveilleux vieux pont. La petite ville est dominÃ©e par sa grande Ã©glise et son vaste terrain de rassemblement, puis par la colline Crnica oÃ¹ les premiÃ¨res apparitions aux 6 puis 10 voyants avaient lieu dÃ¨s le 24 juin 1981.\nPersonne nâ€™a jamais vu ni entendu la Sainte Vierge sauf ces voyants et voyantes qui, soit-dit, reÃ§oivent les messages de la Sainte Vierge parfois tous les jours. Il y a donc une prolifÃ©ration de livres avec tous ces messages Â« du Ciel Â», dont certains fortement en faveur du pape Jean-Paul II : ainsi Jelena Vasilj dÃ©clara que la Sainte Vierge lui aurait dit, lors dâ€™une apparition du 16 septembre 1982, que Â« Dieu lui a donnÃ© la permission de dÃ©faire Satan Â». En gÃ©nÃ©ral la Sainte Vierge appelle dans ces apparitions Ã pratiquer les vertus gÃ©nÃ©rales catholiques : la conversion, la priÃ¨re (notamment du rosaire), la charitÃ©, les sacrements. Et les fruits de ces appels sont visibles et considÃ©rables : beaucoup de conversions se font Ã Medjugorje, notamment entre les jeunes venus de tous les pays. La ville sâ€™est vite transformÃ©e en un petit Lourdes, avec ses hÃ´tels et restaurants, ses kiosques de mÃ©dailles et de rosaires, on entend dans les rues les langues du monde entier.\nQuant Ã la position de lâ€™Ã©vÃªque du lieu et des autoritÃ©s ecclÃ©siastiques Ã Rome, le ton a Ã©tÃ© donnÃ© dÃ¨s le 10 avril 1991, par la Â« dÃ©claration de Zadar Â» de la confÃ©rence des Ã©vÃªques yougoslaves : Â« Sur la base des recherches effectuÃ©es jusquâ€™Ã prÃ©sent, il nâ€™est pas possible dâ€™affirmer le caractÃ¨re surnaturel de ces apparitions ou rÃ©vÃ©lations Â». Cette position nâ€™a pratiquement jamais changÃ©, mÃªme si certains Ã©vÃªques, voire des cardinaux comme le Cardinal SchÃ¶nborn dâ€™Autriche en janvier 2010, aient visitÃ© Medjugorje Ã titre privÃ© et soient revenus fort impressionnÃ©s. Le cardinal Ratzinger avait dÃ©clarÃ© quâ€™il nâ€™est pas permis, dans lâ€™Ã©tat actuel, dâ€™organiser des pÃ¨lerinages diocÃ©sains Ã Medjugorje, mais que les fidÃ¨les peuvent sâ€™y rendre Ã titre privÃ©, quasiment en piÃ©tÃ© personnelle, tant que lâ€™Eglise ne se soit pas prononcÃ©e officiellement. Dans ce but BenoÃ®t XVI a Ã©tabli en 2010 une grande commission dâ€™enquÃªte, prÃ©sidÃ©e par le cardinal Camillo Ruini et comprenant notamment plusieurs Ã©vÃªques yougoslaves, mais aussi des psychologues, mÃ©decins, scientifiques etc., qui siÃ¨ge depuis mars 2010 sans avoir statuÃ© jusquâ€™Ã prÃ©sent.\nEntre temps un fait troublant est intervenu : la CongrÃ©gation de la Foi Ã Rome a fait rÃ©duire Ã lâ€™Ã©tat laÃ¯que lâ€™ancien curÃ© de Medjugorje, en fait celui qui Ã©tait lÃ au dÃ©but des Â« apparitions Â» et qui en avait fait la premiÃ¨re publicitÃ©, le PÃ¨re Tomislav Vlasic, Franciscain, qui a fondÃ© Ã la suite en Italie une association Â« Reine de la Paix Â» dont il disait que câ€™Ã©tait une Å“uvre fondÃ©e sur ordre spÃ©cifique de la Sainte Vierge de Medjugorje. Le PÃ¨re Vlasic fut accusÃ© de Â« diffusion dâ€™une doctrine douteuse, de manipulation des consciences, de mysticisme suspect, de dÃ©sobÃ©issance Ã des ordres donnÃ©s de faÃ§on lÃ©gitime, ainsi que de violation du 6e commandement Â» (il avait effectivement eu un enfant avec une sÅ“ur religieuse). Par contre, Jean-Paul II ne sâ€™est jamais prononcÃ© contre Medjugorje, au contraire : Â« Si je nâ€™Ã©tais pas Pape, je serais dÃ©jÃ Ã Medjugorje pour confesser Â», aurait-il dÃ©clarÃ© en 1987.\nFace Ã tout cela, quâ€™est-ce quâ€™il faut penser ? Lâ€™Eglise sâ€™approche de toutes les apparitions avec une extrÃªme prudence, avec la volontÃ© de chercher la vÃ©ritÃ©, et avec lâ€™invitation permanente Â« de vivre plutÃ´t lâ€™Evangile que de courir derriÃ¨re les apparitions Â», a dÃ©clarÃ© tout rÃ©cemment le secrÃ©taire de la commission pontificale dâ€™examen de Medjugorje. Il indiqua aussi que lâ€™Eglise nâ€™exige jamais des fidÃ¨les de croire aux apparitions, mÃªme pas Ã celles reconnues par lâ€™Eglise (Lourdes, Fatima, Laus etc.). Aujourdâ€™hui il y a une tendance justement de courir derriÃ¨re les apparitions, au lieu de pratiquer la foi du charbonnier, rempart sÃ»r dans les tempÃªtes de lâ€™Ã©poque et les persÃ©cutions qui approchent. Saint Jean de la Croix nous montra le chemin en dÃ©clarant : Â« On doit Ãªtre convaincu que toutes les visions, sentiments surnaturels et autres grandes choses ont beaucoup moins de valeur que le moindre acte dâ€™humilitÃ©. Â» Un vif Ã©change de vue, fort respectueux, a clÃ´turÃ© cet intÃ©ressant dÃ®ner.


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