Vous consultezLa sensibilité aux chocs économiques de la zone euro

AuteurJean-François Goux[*] [*] Professeur, Université Lyon 2 et GATE – CNRS, 93 chemin...
suitedu même auteur

1. Introduction

Notre objectif est de construire un modèle de l’économie européenne correspondant à la zone euro permettant de tester la sensibilité aux chocs économiques de cet ensemble de pays. Il existe aujourd’hui une littérature assez abondante sur ce sujet, mais la plupart des études portent sur des comparaisons entre pays en vue de faire apparaître des effets asymétriques et de mettre en évidence des différences de réactions. L’objectif de ce papier est de déterminer ce que l’on peut apprendre en regardant la zone dans son ensemble et non pays par pays. La version statique du modèle est un VECM incluant six variables pertinentes – indice de la production industrielle, masse monétaire M3, taux d’inflation, taux de change euro-dollar, taux d’intérêt à court terme, taux des fonds fédéraux américains (contrainte extérieure) – assez proche de celui estimé par Anderson et al. [2002] pour les États-Unis ou Ball [1997,1999] dans une perspective plus générale. Le modèle que nous construisons n’ayant d’autre objectif que de nous permettre de répondre à la question de l’influence des conditions économiques de manière simple et parcimonieuse, mais néanmoins avec une rigueur suffisante, il est inutile de l’identifier, d’autant plus que les relations d’équilibre à long terme se sont révélées assez instables. Il suffit de vérifier l’existence d’une situation de co-intégration. La version dynamique de ce modèle est un VAR structurel issu du VECM précédent. La modélisation des chocs dans ce cadre permet alors de tester les réponses dynamiques du modèle, avec une méthodologie proche de celle de Kim [2001], Kim et Roubini [2000], Christiano et al. [2000], Eichenbaum et Evans [1995].

2 Notre papier, comme ceux précédemment cités, est essentiellement empirique, dans la mesure où il ne dépend que d’un minimum de présupposés théoriques (variables pertinentes du VECM, contraintes d’identification du VAR structurel). Il fournit donc des résultats conformes aux données (dataoriented) et permet éventuellement de retrouver des mécanismes théoriques qu’il contribue à valider. On peut également utilement comparer nos résultats avec ceux d’autres études permettant ainsi d’en éprouver la robustesse. Nous nous intéresserons également aux mécanismes de transmission des chocs monétaires dans la même perspective que celle des experts du groupe de travail sur ce thème de la BCE [2001-2003]. Nous tenterons de cerner les différents canaux de transmission à l’œuvre, en particulier ceux propres aux conditions monétaires (taux d’intérêt, taux de change).

3 Dans la section suivante, nous présentons les spécifications du modèle et testons la présence de relations de co-intégration. Dans la section 3, nous déterminons les chocs structurels et leur influence sur la dynamique du modèle. La section 4 contient nos conclusions.

2. Un modèle VECM de la zone euro

4 Nous allons utiliser les travaux récents de l’économétrie des séries non stationnaires appropriés à une telle situation, en particulier l’approche développée par Johansen [1988,1991,1995], Johansen et Juselius [1990,1992, 1994], Hansen et Juselius [1995], Amisano et Giannini [1997] et surtout Johansen, Mosconi et Nielsen [2000] qui introduisent la possibilité de prise en compte de ruptures structurelles. La théorie de la co-intégration multivariée[1] [1] Pour une vision synthétique et complète, le lecteur est...
suite, dans le cadre des modèles auto-régressifs vectoriels (VAR), qu’ils proposent, devrait nous permettre de tester facilement l’existence ou non de relations de co-intégration.

5 Nous présentons d’abord la structure du modèle, puis les données, ensuite les tests de co-intégration.

2.1. La structure du modèle

6 Le modèle de base est un VAR à (p=6) dimensions, dont la forme structurelle peut s’écrire de manière très condensée (en ignorant les termes constants) :

où A(L) est une matrice polynomiale dans l’opérateur de retard L, B est une matrice diagonale, xt est un vecteur (6 × 1) de variables stochastiques tel que x′t=( ft yt πt mt rt st) dont on trouvera plus loin la présentation détaillée, ut est un vecteur de chocs structurels orthogonaux de même dimension, avec la matrice diagonale var ( ut)=Λ.

7 La forme réduite, avec des erreurs suivant une distribution de Gauss, est la suivante :

avec t=1, ..., T ; k est le nombre de retards ; et est un terme d’erreur niid ( 0, Σ ) et Dt un vecteur de variables non stochastiques (coefficients saisonniers, trend temporel, variables auxiliaires) ou de variables stochastiques exclues de l’espace de co-intégration (variables inclues dans la dynamique de court terme, mais pas dans l’espace de co-intégration). Pour simplifier, nous ne retiendrons que le trend temporel t et une constante µ. Les matrices A contiennent les paramètres du modèle.

8 Le modèle précédent peut être reformulé dans une version à correction d’erreur (VECM) :

où les matrices Γ et Π contiennent les nouveaux paramètres du modèle ; les premières concernent les relations de court terme qui sont stationnaires, la seconde, de long terme, qui ne l’est pas. Afin de rendre I(0) le produit Πxt−1, de manière homogène avec les autres termes, alors que xt−1 est I(1), nous introduisons l’hypothèse de co-intégration.

9 L’hypothèse de co-intégration est formulée comme le rang r de la matrice Π, dans l’équation (4) suivante[2] [2] Ce qui signifie que le système comporte au moins (p –...
suite.

10 α et β sont des matrices p × r. L’hypothèse H(r) implique que le processus ∆x est stationnaire, que xt est non stationnaire, mais que β′xt devient stationnaire[3] [3] On trouvera la justification théorique chez Johansen [1991,1995]. ...
suite. Lorsque r=1, le vecteur β est le vecteur de co-intégration entre les variables ; il correspond à une seule relation de long terme. Lorsque 1 < r < p, β est une matrice définissant l’espace de co-intégration ; il existe alors plusieurs relations de long terme. α est le vecteur, ou la matrice, d’ajustement (les poids), c’est-à-dire la mesure de la vitesse de convergence vers l’équilibre de long terme.

11 Il reste cependant à préciser la forme exacte de la composante déterministe du modèle. Plusieurs cas de figure sont possibles[4] [4] Voir en particulier Hansen, Juselius [1995] pour les détails...
suite. Nous retiendrons le cas le plus général, autrement dit la présence possible d’une tendance linéaire dans les relations de co-intégration, mais en excluant le cas exceptionnel d’une tendance quadratique dans les données. En retenant l’hypothèse (4) et cette dernière contrainte, le modèle (3) s’écrit[5] [5] Où α⊥ est le vecteur orthogonal complémentaire...
suite :

Si l’on pense qu’il existe des points de rupture (breaks structurels) dans le trend déterministe, on peut également diviser l’échantillon en sous-périodes homogènes[6] [6] Cf. Johansen, Mosconi, Nielsen [2000]. On trouvera une application...
suite. En modifiant le modèle ci-dessus, on peut retenir q sous-périodes, de longueur Tj − Tj−1, pour j=1, ..., q et 0=T0 < T1 < T2 < ┈ < Tq=T. La dernière observation du j-ième échantillon est Tj, tandis que Tj + 1 est la première observation de l’échantillon j + 1. Comme ci-dessus, un VAR d’ordre k est retenu. En tenant compte des breaks structurels dans le trend déterministe, le modèle devient :

pour t=Tj−1+k, ..., Tj et pour j=1, ..., q. Les innovations et sont niid de moyenne nulle et de variance Σ. Les paramètres Π, Γi et Σ qui se rapportent à la composante stochastique sont les mêmes dans toutes les sous-périodes, alors que les vecteurs Πj et µj relatifs à la composante déterministe peuvent être différents dans chacune des sous-périodes. L’hypothèse de co-intégration peut être formulée en terme de rang de la matrice Π seule ou en conjonction avec les matrices Πj.

12 Le détail de la procédure économétrique, ainsi que les valeurs critiques se trouvent dans Johansen [1995] pour la méthode standard et dans Johansen, Mosconi et Nielsen [2000] pour la prise en compte des breaks structurels.

2.2. Les données et leurs propriétés statistiques

13 Diverses études antérieures (cf. Goux [2004]) montrent que la période d’observation peut débuter soit en 1979, à la naissance du SME, soit après les accords du Plaza en septembre 1985, soit après la crise du SME en 1992-1993. Si la première date est retenue, il faut introduire deux breaks structurels, si c’est la deuxième : un seul, si c’est la dernière : aucun. Nous retiendrons la deuxième, soit un break structurel en septembre 1992, comme étant un compromis acceptable entre l’actualité des conclusions, qui conduirait à retenir la période la plus courte, et la stabilité des résultats, qui incite à retenir la période la plus longue. Cela nous oblige à utiliser un modèle parcimonieux, autrement dit un petit nombre de variables. Dans ce cadre, nous retiendrons seulement six variables indispensables : le taux de change, un taux d’intérêt représentatif de la politique monétaire, un indicateur d’activité, la quantité de monnaie, les prix ou le taux d’inflation, un taux d’intérêt américain (contrainte extérieure). Ce choix est déterminé sur des bases théoriques par la volonté de retrouver un modèle macro-économique élémentaire comportant au moins deux ou trois équations appartenant à l’espace de co-intégration : une équation IS en économie ouverte avec comme variables l’activité économique, un taux d’intérêt et le taux de change; une courbe de type Phillips-Okun avec comme variables l’activité économique et le taux d’inflation; une relation de parité de taux d’intérêt avec taux de change et différentiel d’intérêt; éventuellement une fonction de demande de monnaie. D’autres variables « extérieures », comme les prix, l’activité ou la quantité de monnaie aux États-Unis, n’ont pas été retenues. Notons, cependant, que d’après Clarida et al.[1999, 2000], dans la mesure où la règle de Taylor décrit convenablement la politique monétaire américaine, le FFR représente, à lui seul, le taux d’inflation et l’activité US. Leur absence n’est donc pas un handicap.

14 Parmi ces variables sélectionnées, deux séries sont à reconstruire : le taux de change et un taux d’intérêt à court terme.

15 — le taux de change

16 Le principe de la solution consiste à recalculer la valeur de l’euro avant 99 à partir d’une moyenne pondérée des taux de change bilatéraux par rapport au dollar des monnaies participant à l’euro. Trois solutions de pondération : une pondération fixe correspondant à celle retenue au moment de la définition de l’euro ; une pondération variable correspondant à celle de l’ECU[7] [7] Dans ce cas, avant 1999, euro=ECU. ...
suite (solution adoptée par l’OCDE) ; une pondération variable établie à partir des échanges de produits manufacturés[8] [8] De type taux de change effectif. ...
suite (solution adoptée par la BCE à partir de la source BRI). Les deux dernières solutions conduisant à des résultats très proches, elles seront considérées comme équivalentes. La première solution, trop simpliste, sera écartée d’office. Nous retiendrons donc les chiffres de l’OCDE jusqu’en décembre 1998 en données mensuelles. A partir de janvier 1999, les chiffres officiels seront pris en compte jusqu’en juin 2002. Cette variable, en logarithme, est notée s pour le taux nominal. Le taux de change ainsi calculé reproduit la valeur du $ US en euros.

17 — le taux d’intérêt nominal à court terme

18 Il est possible de recalculer un taux de marché du type de l’EURIBOR à 3 mois, à partir des taux du même type en Europe. L’OCDE a procédé à une telle rétropolation à partir de janvier 1994 sur la base des taux nationaux pondérés par les PIB. Nous l’avons complétée jusqu’en décembre 1993, en calculant la moyenne des taux à 3 mois français (PIBOR) et allemand (FIBOR) considérés comme suffisamment représentatifs de la zone euro (E 11). Cette variable, non transformée, est notée r

19 — la contrainte extérieure : le FFR

20 Pour les États-Unis, nous avons retenu le taux d’intérêt des fonds fédéraux américains (FFR), non transformé, noté f, sur la même période.

21 — l’activité économique : l’indice de la production industrielle

22 La périodicité mensuelle implique de retenir l’indice de la production industrielle (CVS) pour la zone euro. Cette variable, en logarithme, est notée y.

23 — le taux d’inflation

24 Il est calculé à partir de l’indice des prix à la consommation (zone E 11) (CVS), en logarithme, noté p, d’où le taux d’inflation, en différence logarithmique, noté π ou pi.

25 — la masse monétaire M3

26 Nous avons retenu la masse monétaire M3 (zone E 11) (CVS), en logarithme, notée m + p lorsqu’elle est en valeur nominale et m en encaisse réelle.

27 Toutes ces séries sont en données mensuelles, corrigées des variations saisonnières lorsqu’il y a lieu. La source principale est la base de données de l’OCDE (OECD – MEI). Les test ADF confirment le caractère I(1) des différentes séries[9] [9] Tous les résultats annoncés, mais non présentés, dans...
suite. Notons le cas particulier de l’indice des prix, plutôt I(2), puisqu’il a été nécessaire de le différencier deux fois pour le rendre stationnaire. Le taux d’inflation est donc I(1). Nous avons délibérément contourné une difficulté identique en ce qui concerne la masse monétaire dont la nature I(2) n’est pas improbable[10] [10] Une analyse économétrique reconnaissant le caractère...
suite. La transformation en encaisse réelle (m) permet de résoudre cette difficulté comme le confirment les tests. Cette série semble également contenir une tendance déterministe linéaire (trend temporel) dont il faudra tenir compte.

2.3. Les relations de co-intégration du VECM avec rupture

28 Les caractéristiques retenues sont les suivantes :

• échantillon : septembre 1985 à juin 2002
• date de rupture : septembre 1992
• possibilité d’une tendance linéaire dans les données en niveau et dans la relation de co-intégration, mais exclusion d’une tendance quadratique.

29 Le nombre de retards a été fixé à 6. Les tests usuels donnent des résultats divergents, soit un retard de une ou trois périodes, voire quatre. Les tests de normalité de Jarque-Bera conduiraient plutôt à un nombre de retards de l’ordre de 4. Mais, le résultat est loin d’être parfait, en particulier le défaut de kurtosis demeure. Il peut s’expliquer par les valeurs très élevées des taux d’intérêt en Europe lors des attaques spéculatives contre les monnaies et ne remet donc pas directement en cause l’hypothèse de normalité[11] [11] Johansen et al. [2000] considèrent que ce défaut est inhérent...
suite. Nous avons cependant préféré, conformément aux recommandations de Kim [2001], retenir six retards, ce qui semble un minimum pour un modèle avec des données mensuelles. Le modèle VAR ainsi spécifié peut donc être considéré comme représentant correctement les données.

30 Le test retenu pour déterminer la co-intégration est celui de la trace, H(r) contre H(n) ; il permet de déterminer le nombre r de relations de co-intégration présentes[12] [12] On trouvera chez Johansen [1988,1991] et Johansen et Juselius...
suite. Nous retiendrons un seuil de risque de 5 % afin de limiter le nombre de relations. Le test met en évidence la présence de 3 relations de co-intégration[13] [13] Un échantillon plus réduit ne permet de retenir que deux...
suite.

31 Les relations de co-intégration ne sont pas présentées plus précisément dans la mesure où, d’une part, leur estimation s’est révélée assez instable et, d’autre part, la version VAR structurel est, elle, au contraire, très robuste et donc peu sensible aux contraintes de long terme. Les résultats[14] [14] Disponibles auprès de l’auteur. ...
suite mettent cependant en évidence la présence des équations attendues : IS en économie ouverte, taux d’inflation, PTINC. Notons que nous avons testé l’influence de la mise en place effective de la zone euro en estimant un modèle avec une deuxième rupture en janvier 1999. Les deux versions, avec ou sans rupture, sont peu différentes bien que significativement non identiques[15] [15] Testé grâce à un ratio de vraisemblance. ...
suite; en revanche, la rupture supplémentaire est sans influence notable sur le VAR structurel.

3. L’influence des chocs structurels

32 L’effet des différents chocs économiques sera analysé grâce à la méthode issue des travaux de Sims [1980] appliquée au modèle VAR dont nous venons de présenter les propriétés de co-intégration.

3.1. Le modèle VAR structurel

33 Le modèle VAR décrit par l’équation (2), ou (3) sous la forme VECM, est la version réduite d’un modèle structurel correspondant à l’équation (1). En remplaçant B−1 A(L) par G(L) dans cette équation (1), on peut écrire :

L’équation réduite (équation 2) peut s’écrire sous la forme condensée suivante :

où C(L) est une matrice polynomiale dans l’opérateur de retard L et et les résidus, avec var ( et)=Σ.

34 Si l’on note Go la matrice des coefficients contemporains et Go(L) la matrice des coefficients non contemporains, on peut considérer que :

Alors, les paramètres de la forme structurelle et ceux de la forme réduite sont reliés de la manière suivante :

D’où, la relation entre les chocs structurels et les résidus de la forme réduite :

que l’on peut également écrire :

avec :

ce qui implique :

L’estimation des matrices Λ et Go est réalisée à l’aide de la méthode du maximum de vraisemblance, sous réserve d’identification, avec un nombre suffisant de restrictions[16] [16] Il y a nx(n + 1) paramètres à estimer. Σ contient nx(n...
suite. Plusieurs moyens existent pour déterminer les paramètres de la forme structurelle à partir des paramètres estimés de la forme réduite. Le principe consiste à imposer des contraintes d’identification, soit à long terme (Gali [1992]), soit de manière instantanée. Dans le cadre de cet article, nous n’imposerons que des restrictions sur la matrice des coefficients contemporains dans la forme structurelle dans la mesure où les contraintes de long terme sont apparues peu discriminantes. Deux méthodes permettent d’implanter ces contraintes : la décomposition de Cholesky (VAR semi-structurel) utilisée à l’origine par Sims [1980] et la technique du VAR structurel proposée par Sims [1986] et Bernanke [1986].

35 Les séries xt peuvent être, selon les cas, en niveau lorsque les séries sont stationnaires (I(0)), en différence première lorsque les séries sont non stationnaires (I(1)), en écart par rapport aux relations du VECM lorsque les séries sont non stationnaires et co-intégrées (cf. Bruneau, De Bandt [1999]), ce qui est le cas ici. Les résidus utilisés seront donc ceux du VECM précédent.

3.2. Les résultats

3.2.1. L’identification des chocs

36 L’identification des chocs a d’abord été effectuée en utilisant la décomposition de Cholesky et en retenant l’ordre des variables préconisé par Peersman et Smets (2001), dans le cadre d’un modèle portant également sur la zone euro, que l’on peut interpréter comme allant de la variable la plus exogène à la moins exogène, soit : f, y, π, m, r, s. L’ordre d’introduction, en plaçant en tête les variables considérées comme représentant des chocs non monétaires et ensuite celles représentant des chocs monétaires, conformément à Bernanke et Mihov [1995], permet une première identification.

37 L’identification des chocs a ensuite été améliorée en s’inspirant des travaux antérieurs de Sims et Zha [1998], Kim et Roubini [2000], Kim [2001], en les modifiant substanciellement cependant afin de tenir compte des coefficients non significatifs obtenus par la décomposition de Cholesky. Aucune sur-identification n’a été possible au niveau de la matrice B qui demeure simplement diagonale. Le schéma d’identification définitif devient :

Les chocs structurels, représentés par uF, uy, uΠ, uMS, uMP, uS, sont respectivement les chocs extérieur, d’offre, de prix, d’offre de monnaie, de politique monétaire ou plus généralement de taux d’intérêt, de taux de change ; et ef, ey, eπ, em, er, es sont les résidus des équations de la forme réduite.

38 La première ligne traduit l’exogénéité du choc extérieur. La deuxième ligne montre que nous considérons que nous sommes en présence d’un choc d’offre également purement exogène. La troisième ligne revient à considérer le niveau des prix comme rigide et répondant avec retard aux différentes variables monétaires et comme étant en partie exogène (influence de l’activité seulement). La quatrième ligne est une fonction d’offre de monnaie exogène, seulement immédiatement influencée par le taux d’inflation puisqu’il s’agit d’une encaisse réelle. La cinquième ligne pourraît être assimilée à une fonction de réaction immédiate (dans le mois) de la banque centrale[17] [17] Hypothèse de Peersman et Smets [2001]. ...
suite, ce rôle étant assuré par la Bundesbank avant l’avènement de la BCE. Il nous semble plus plausible de considérer qu’il s’agit de l’équilibre à court terme du marché monétaire européen. Nous retenons a priori une influence du taux des fonds fédéraux américains, ainsi que du taux d’inflation et du taux de change. La dernière ligne de la matrice Ao représente l’équilibre du marché des changes. Nous n’avons pas pu retenir l’hypothèse d’efficience et ainsi conserver toute la ligne sans contrainte car, contrairement aux versions théoriques des modèles de marché, la plupart des coefficients se sont avérés non significatifs, à l’exception du taux américain.

39 Le tableau 1 contient les différents coefficients des matrices Ao et B et leurs statistiques respectives. Les coefficients ont le signe attendu[18] [18] Rappelons que l’interprétation économique s’obtient...
suite, sauf a5,6 qui devrait être négatif ; il est ici proche de zéro et non significatif. Cela veut dire que le marché monétaire ne réagit pas de manière immédiate aux variations du taux de change. Afin de tester la pertinence globale des restrictions de sur-identification, nous avons calculé un ratio de vraisemblance[19] [19] Voir Mosconi [1998]. ...
suite qui est un X2 à 9 degrés de liberté dont la valeur égale à 8,46 indique un risque de 48,8 % de rejeter à tort l’hypothèse d’identification. Elle est donc ainsi validée[20] [20] D’autres hypothèses d’identification ont été testées;...
suite.

3.2.2. Les effets des chocs

40 Les chocs structurels étant identifiés, le modèle VAR est transformé en un modèle VMA (Moving Average) qui permet de calculer[21] [21] En inversant la forme auto-régressive, on obtient une représentation...
suite et de présenter graphiquement la dynamique des différentes variables endogènes à la suite d’un choc structurel d’une ampleur équivalente à un écart-type (tous les chocs sont a priori positifs). Le tableau 2 (matrice de graphiques) de la page 102 présente les résultats avec un intervalle de confiance égal à 10 %. Chaque ligne correspond aux effets des différents chocs sur une même variable et chaque colonne aux effets d’un même choc sur les différentes variables.

41 Nous allons tenter de repérer l’influence de chaque choc et si possible son canal de transmission, en particulier en ce qui concerne les conditions monétaires. Afin de conforter nos résultats, nous les comparerons avec ceux obtenus par les experts de la BCE [2000,2001-2003,2002].

Tableau 1.  - les coefficients des matrices Ao et B[22] [22] L’hypothèse nulle de nullité des coefficients est rejetée...
suite

42 Le choc de politique monétaire ou plus généralement de taux d’intérêt (hausse temporaire non anticipée du taux d’intérêt domestique, colonne 5) se traduit par une détérioration rapide et très significative de l’activité économique (graphique 2,5), au-delà même de l’effet attendu. L’effet est durable, autrement dit le choc a un impact persistant (il reste présent pendant 4 ans) mettant en évidence une très forte sensibilité de l’activité de la zone euro par rapport à la politique monétaire. On retrouve là un phénomène mis en évidence depuis plusieurs années par les conjoncturistes de l’INSEE qui estiment[23] [23] Bouscharain et al. [1999]. ...
suite « qu’une hausse de un point du taux d’intérêt nominal entraîne une diminution de l’activité de l’ordre de 0,7 point de PIB à un horizon de trois ans. On retrouverait ce résultat pour la zone euro dans son ensemble ». Cette affirmation est effectivement confirmée par les experts de la BCE [2000,2002] ; la persistance de l’effet semble néanmoins légèrement plus courte dans les études citées. Le choc de politique monétaire a également une influence sur le taux d’inflation (graphique 3,5) qui baisse atteignant un minimum au terme de deux ans et demi, après un retard d’environ 18 mois[24] [24] Le puzzle des prix (hausse paradoxale de l’inflation suite...
suite qui s’explique par l’inertie des prix (rigidités nominales et réelles des marchés des biens et services et du travail). Notons que l’on retrouve ici le délai habituellement retenu par les experts. Le taux de change baisse également (hausse de la valeur de la monnaie domestique) de manière permanente, mais seule la baisse à court terme est nettement significative (graphique 6,5). La quantité de monnaie est peu sensible (graphique 4,5), sauf à très court terme où la réponse est conforme aux modèles théoriques des fonctions de demande de monnaie. L’analyse de ce choc fait donc apparaître un canal du taux d’intérêt ayant un impact élevé sur l’activité économique et plus faible sur les autres variables.

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43 Le choc extérieur, simulé à l’aide du taux des fonds fédéraux, a également un effet significatif sur la production européenne (graphique 2,1), mettant en évidence un phénomène de transmission internationale des chocs de politique monétaire US (Kim [2001]). L’activité économique de la zone euro diminue progressivement puis durablement après 2 ans. On peut l’expliquer par la transmission rapide de la hausse du taux fédéral aux taux d’intérêt européens et par le taux d’inflation. Effectivement, l’effet est notable sur l’inflation (graphique 3,1) et sur les taux d’intérêt (graphique 5,1). Il y a, dans ce dernier cas, une asymétrie assez nette par rapport à l’influence inverse du taux européen sur le taux US (graphique 1,5). L’effet est même contraire à celui attendu. On notera l’influence positive sur le taux de change (dévalorisation de l’euro), mais à très court terme (graphique 6,1). Elle s’inverse ensuite, mais de manière peu significative. Ce résultat est important car il met en évidence la relative insensibilité du taux de change euro-dollar par rapport au niveau du FFR. Notons cependant qu’inversement le taux américain réagit à la baisse (hausse), avec retard cependant (environ 15 mois), à la valorisation (dévalorisation) du dollar (graphique 1,6). Il s’agit plus d’une réaction du marché monétaire américain que des autorités monétaires de ce pays, traditionnellement négligentes, sauf s’il y a un risque d’inflation.

44 Le choc de prix[25] [25] On pourrait également l’interpréter comme un choc d’offre...
suite dégrade la production qui retrouve ensuite son niveau d’origine (graphique 2,3). C’est là un résultat exactement conforme aux analyses standard (Mankiw [1999]) où la hausse des prix constitue un choc d’offre qui se résorbe ensuite progressivement jusqu’au retour à l’équilibre. Le choc de prix diminue également mécaniquement l’encaisse réelle dans un premier temps puis l’augmente ensuite – sur-ajustement nominal[26] [26] Sans doute dû au crédit stimulé par les perspectives...
suite avec retard, mais permanent – (graphique 4,3). Ensuite, on ne retrouve pas le paradoxe habituel souvent relevé dans la littérature empirique : ici, le taux d’intérêt nominal augmente normalement après le choc de prix (graphique 5,3) conformément à l’effet Fisher. Enfin, le taux de change semble insensible aux prix (graphique 6,3), écartant une explication de type PPA relative. Là encore, le canal de transmission semble être le taux d’intérêt (nominal).

45 L’analyse des réponses au choc d’offre de monnaie est plus complexe et doit se faire par étapes. Notons tout d’abord que le taux d’inflation est fortement influencé et de manière permanente par ce choc (graphique 3,4), traduisant ainsi une relation quantitative à moyen et long terme. L’inertie des prix est confirmée par le décalage de quelques mois de la réponse, nettement visible sur le graphique 3,4. On retrouve ce phénomène d’inertie dans la forme particulière de la persistance du choc d’offre de monnaie (graphique 4,4). On voit, en effet, la masse monétaire M3, en termes réels, augmenter nettement, puis se stabiliser à un niveau plus faible, suite à la hausse des prix qui n’intervient qu’ultérieurement. Le taux d’intérêt augmente de manière permanente suite au choc d’offre de monnaie (graphique 5,4) après un faible effet liquidité. On retrouve là l’explication monétariste traditionnelle où l’effet de liquidité keynésien immédiat est ensuite dépassé par l’influence des anticipations inflationnistes (effet Fisher) consécutives à la croissance de la masse monétaire. La réponse de la production au choc d’offre de monnaie se présente finalement en trois phases : elle est d’abord légèrement négative[27] [27] Il s’agit d’un puzzle (Kim et Roubini [2000]). ...
suite, elle devient ensuite largement positive, mais non permanente, conformément à l’hypothèse de neutralité à long terme de la quantité de monnaie, traduisant, là encore, la sensibilité de l’activité de la zone vis à vis des conditions monétaires. Cette influence évolutive de la monnaie sur l’activité économique s’expliquerait par l’effet positif du laxisme monétaire, progressivement annulé par la hausse du taux d’inflation et du taux d’intérêt. Plusieurs canaux de transmission sont ici à l’œuvre : à côté du canal monétaire correspondant à l’influence du coût du capital fonctionne certainement un canal du crédit qui expliquerait la relation positive constatée entre laxisme monétaire et activité économique, puisqu’on ne peut pas le justifier par l’effet liquidité peu présent.

46 Le choc de taux de change a également un effet important conformément aux attentes : la baisse de la valeur de l’euro augmente la compétitivité extérieure et accroît de manière transitoire l’activité économique (graphique 2,6). On notera que l’impact de ce choc est diminué par le fait qu’il entraîne également une forte hausse du taux d’intérêt (graphique 5,6), ce qui est de nature à réduire l’activité économique et compense partiellement l’effet positif du choc de taux de change, ce qui explique qu’il ne soit pas durable. On peut donc en déduire que lorsque cette conséquence n’existe pas, l’effet du choc de change doit être plus élevé et permanent. Nous l’avons vérifié en considérant une variante du modèle où le taux d’intérêt est purement exogène : l’effet est alors nettement positif et permanent. Ce résultat nuance les conclusions exagérément pessimistes, à notre avis, de la BCE [2002], sur l’importance du canal du taux de change considéré comme faible. Notons cependant que cette relance de l’activité économique par une dévalorisation de la monnaie n’est pas sans conséquence sur le niveau des prix puisqu’elle génère une certaine dose d’inflation (graphique 3,6) à cause d’un pass-through non négligeable. A ceux qui seraient tentés de conclure qu’il convient de réduire la rigueur des conditions monétaires afin de favoriser la croissance économique, rappelons que nos simulations montrent que cela a un coût. En effet, la ligne 3 du tableau 2 montre qu’une hausse (baisse) du taux d’intérêt se traduit par une baisse (hausse) du taux d’inflation (graphique 3,5). Il en est de même pour le taux de change (graphique 3,6) à cause de l’inflation importée. Il y a donc toujours bien un arbitrage[28] [28] Qui n’est pas du ressort de la BCE, comme nous l’a rappelé...
suite à effectuer entre inflation et croissance.

47 Le choc d’offre[29] [29] L’interprétation en terme de choc d’offre s’appuie...
suite positif et transitoire (graphique 2,2), est celui qui présente les résultats les plus ambigus. Il entraîne une baisse du taux d’inflation (graphique 3,2) qu’on peut expliquer par l’amélioration de la productivité ou par l’assimilation de ce choc d’offre à un choc (négatif) de prix. L’effet sur l’encaisse réelle qui diminue, de manière non significative cependant (graphique 4,2), s’explique plus difficilement[30] [30] La chaîne causale serait : effets du choc d’offre sur...
suite. Le taux d’intérêt est insensible (graphique 5,2), de même que le taux de change (graphique 6,2).

4. Conclusion

48 Le modèle VAR structurel de la zone européenne proposé reproduit la plupart des effets économiques attendus et contient très peu d’effets paradoxaux — en particulier, les puzzles habituels dans ce genre d’exercice sont absents — ce qui est un gage de qualité. Il confirme que la zone euro est sensible aux conditions monétaires (taux d’intérêt et taux de change). Cette influence est démontrée à travers la dynamique des chocs structurels de politique monétaire et de taux de change et leurs canaux de transmission. L’impact du taux d’intérêt est cependant nettement supérieur à celui du taux de change dont l’influence est freinée.

Bibliographie

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Notes

[ *] Professeur, Université Lyon 2 et GATE – CNRS, 93 chemin des Mouilles, 69130 Ecully (France), tél. : 04 72 86 60 87 ; mail : goux@gate.cnrs.fr

[ 1] Pour une vision synthétique et complète, le lecteur est renvoyé au principal ouvrage de Johansen [1995] ainsi qu’à celui d’Amisano et Giannini [1997].

[ 2] Ce qui signifie que le système comporte au moins (p – r) racines unitaires, correspondant à autant de tendances communes, ou chocs permanents, et au plus r relations de co-intégration.

[ 3] On trouvera la justification théorique chez Johansen [1991,1995].

[ 4] Voir en particulier Hansen, Juselius [1995] pour les détails techniques.

[ 5] Où α⊥ est le vecteur orthogonal complémentaire à α; ψ1 est le vecteur (r) des coefficients du trend linéaire dans les relations de co-intégration ; µ2 est un vecteur (p – r) des coefficients de pente du trend linéaire dans les données; µ1 est un vecteur (r) de constantes dans les relations de co-intégration.

[ 6] Cf. Johansen, Mosconi, Nielsen [2000]. On trouvera une application récente de cette nouvelle méthode dans Goux [2004].

[ 7] Dans ce cas, avant 1999, euro=ECU.

[ 8] De type taux de change effectif.

[ 9] Tous les résultats annoncés, mais non présentés, dans la suite de cet article sont disponibles auprès de l’auteur.

[ 10] Une analyse économétrique reconnaissant le caractère I(2) du processus vectoriel est possible (Juselius [1995]), mais elle demeure complexe à mettre en œuvre pour des résultats peu différents d’un modèle I(1). Nous préférons corriger les variables lorsque c’est plausible d’un point de vue économique.

[ 11] Johansen et al. [2000] considèrent que ce défaut est inhérent au test dans le cas de prise en compte de breaks structurels. L’exemple qu’ils retiennent se heurte d’ailleurs à la même difficulté.

[ 12] On trouvera chez Johansen [1988,1991] et Johansen et Juselius [1990] la présentation théorique de ces tests.

[ 13] Un échantillon plus réduit ne permet de retenir que deux relations. En aucun cas, un chiffre inférieur n’a été obtenu. Résultats disponibles auprès de l’auteur.

[ 14] Disponibles auprès de l’auteur.

[ 15] Testé grâce à un ratio de vraisemblance.

[ 16] Il y a nx(n + 1) paramètres à estimer. Σ contient nx(n + 1)/2 paramètres. Dans la mesure où Λ contient ce même nombre de paramètres, il faut introduire au moins nx(n + 1)/2 restrictions. En normalisant à 1 les n éléments de la diagonale de Go, il reste à introduire au moins nx(n – 1)/2 restrictions.

[ 17] Hypothèse de Peersman et Smets [2001].

[ 18] Rappelons que l’interprétation économique s’obtient en inversant les signes des coefficients de la matrice Ao.

[ 19] Voir Mosconi [1998].

[ 20] D’autres hypothèses d’identification ont été testées; sauf cas très particuliers signalés dans le texte, les résultats sont peu différents.

[ 21] En inversant la forme auto-régressive, on obtient une représentation en moyenne mobile : xt=G−1( L ) ut.

[ 22] L’hypothèse nulle de nullité des coefficients est rejetée lorsque la probabilité est supérieure à 5 %.

[ 23] Bouscharain et al. [1999].

[ 24] Le puzzle des prix (hausse paradoxale de l’inflation suite à un choc de politique monétaire) est peu présent et de manière non significative.

[ 25] On pourrait également l’interpréter comme un choc d’offre récessif (hausse des prix et diminution de la production).

[ 26] Sans doute dû au crédit stimulé par les perspectives inflationnistes.

[ 27] Il s’agit d’un puzzle (Kim et Roubini [2000]).

[ 28] Qui n’est pas du ressort de la BCE, comme nous l’a rappelé un des rapporteurs.

[ 29] L’interprétation en terme de choc d’offre s’appuie sur l’influence de sens opposé entre la production et les prix. On pourrait également le considérer comme un choc technologique.

[ 30] La chaîne causale serait : effets du choc d’offre sur le taux d’inflation avec ensuite les effets attendus du choc (négatif) de prix.

Résumé

A partir d’un modèle parcimonieux de la zone euro, nous estimons un VAR structurel non contraint. L’influence des différents chocs économiques structurels peut ensuite être simulée. Les résultats sont conformes aux enseignements de la théorie économique et montrent, en particulier, que l’activité de la zone euro est très sensible aux conditions monétaires.
modèle VAR, économie européenne, chocs structurels

PLAN DE L'ARTICLE

• 1. Introduction
• 2. Un modèle VECM de la zone euro
  • 2.1. La structure du modèle
  • 2.2. Les données et leurs propriétés statistiques
  • 2.3. Les relations de co-intégration du VECM avec rupture
• 3. L’influence des chocs structurels
  • 3.1. Le modèle VAR structurel
  • 3.2. Les résultats
• 4. Conclusion

Jean-François Goux « La sensibilité aux chocs économiques de la zone euro », Revue d'économie politique 1/2006 (Vol. 116), p. 91-107.
URL : www.cairn.info/revue-d-economie-politique-2006-1-page-91.htm.