Cette étude se propose d’évaluer d’une part le rôle joué par le différentiel d’inflation dans la volatilité du taux de change et d’autre part l’impact de cette dernière dans l’explication de l’inflation et dans la mise en œuvre de la politique monétaire dans une petite économie ouverte telle qu’Haïti, pays importateur net et ayant pour principal partenaire commercial les États-Unis. Pour déterminer l’impact du différentiel d’inflation sur la volatilité du taux de change, un modèle GARCH a donc été estimé. Les résultats de l’estimation de l’équation de la variance ont démontré qu’une hausse de 1 % du différentiel d’inflation entre les deux (2) pays entraîne une hausse de 0,02 % de la volatilité du taux de change. Par ailleurs, la volatilité du taux de change a un impact positif sur l’inflation. Suite à l’estimation des déterminants de l’inflation par un modèle VAR(1), la fonction de réponse impulsionnelle a révélé que suite à un choc, le pass-through du taux de change sur les prix à la consommation est plus que complet après six mois avec une transmission du choc à plus de 100 %. L’effet s’amplifie au fur et à mesure en passant à 110 % après deux trimestres puis à 165 % et 184 % aux troisième et quatrième trimestres. En ce qui concerne le pass-through au premier degré sur l’inflation importée, un choc du taux de change est répercuté à 2,7 % sur les prix importés après deux trimestres et à 3,6 % au troisième trimestre. Ces résultats laissent entrevoir que, contre toute attente, un choc sur les prix à l’importation n’a pas un impact immédiat et considérable sur l’inflation, puisque sa répercussion est évaluée à 33 % au deuxième trimestre. De plus, après un trimestre, la variance de l’erreur de prévision de l’inflation est due à ses propres innovations. Et au bout de deux trimestres, la contribution de chaque variable à la variance de l’erreur de prévision se précise. En ce sens, 5,61 % environ de la variance de l’erreur de l’inflation est expliquée par la volatilité du taux de change, 3,84 % par la croissance de la masse monétaire M2 et 0,51 % et 0,02 % par la variation des prix à l’importation et du taux d’intérêt directeur respectivement. Au regard du rôle prépondérant du taux de change nominal dans l’explication de l’inflation, la Banque de la République d’Haïti prend-t-elle en compte le taux de change dans l’orientation de sa politique monétaire en suivant une règle de Ball? Les résultats ont permis d’avancer que la Banque de la République d’Haïti, plutôt qu’une règle de Taylor traditionnelle, suit une règle de Ball en modifiant son taux d’intérêt directeur en fonction de la variation du taux de change (0,65 %). De même, les autorités monétaires haïtiennes adoptent un comportement de lissage puisque l’introduction du taux d’intérêt retardé présente un coefficient de 0,81, lequel est significatif. La place prépondérante du taux d’intérêt et du taux de change, dans l’évolution de l’inflation et dans la mise en œuvre de la politique monétaire, justifie la pertinence de calculer un indicateur des conditions monétaires (ICM) en combinant les deux variables précitées. Deux modèles ont été estimés : une équation de la demande globale et une d’inflation. Les poids relatifs calculés indiquent un poids plus important du taux de change au certain (-0,08) sur l’inflation par rapport à celui du taux d’intérêt nominal (-0,005). Ces derniers ont été utilisés pour calculer l’ICM réel et nominal. Le coefficient de corrélation entre l’ICM nominal et l’inflation a été plus important (54,62 %) comparé à celui entre l’ICM réel et l’inflation (-8,1 %). En effet, suite à une hausse de l’inflation, les autorités monétaires sont amenées à durcir les conditions monétaires nominales.