Depuis Sims (1992) ou Clarida et Gali (1994), de nombreuses analyses en termes de VAR ont été menées. Il ressort que les conclusions que l’on peut tirer dépendent des hypothèses qui ont été adoptées. S’il est admis qu’un choc restrictif de politique monétaire entraîne une appréciation, la durée exacte de l’effet du choc ainsi que la période au cours de laquelle l’appréciation atteint son pic sont plus incertaines. Eichenbaum et Evans (1995) estiment par exemple que l’effet culminant du choc intervient après deux ou trois années selon le taux de change considéré. Koray et MacMillin (1999) obtiennent des résultats plus nuancés puisque le pic est atteint au bout de six mois. Cependant, pour Faust et Rogers (2003), ce résultat est sensible aux contraintes identifiantes retenues [1] et ils montrent que la réponse maximale du taux de change peut intervenir entre les 1^er et 36^e mois après le choc. Pour la politique budgétaire, ce sont les conséquences mêmes du choc qui sont plus incertaines. Rogers (1999) ne trouve aucun effet significatif tandis que Daly et Kearney (1998) obtiennent des résultats contrastés. Une expansion budgétaire, financée par endettement, entraîne une appréciation de la monnaie en Italie et aux États-Unis et une dépréciation pour le Royaume-Uni, le Canada, la France et l’Allemagne. Finalement, Clarida et Prendergast (1999) identifient les chocs budgétaires à partir des innovations sur le solde structurel et montrent qu’une augmentation du déficit est suivie par une appréciation au cours des quatre premières années puis par une dépréciation du dollar, du mark et du yen. Il est donc nécessaire d’attacher une importance particulière à la robustesse des résultats obtenus. C’est pourquoi, nous analysons ici les réponses du taux de change en adoptant différentes méthodes de décomposition.

L’étude est appliquée à la zone euro relativement aux États-Unis et aux fluctuations du taux de change euro/dollar et tente ainsi d’évaluer les effets des chocs monétaires et budgétaires dans un cadre où les interdépendances structurelles sont prises en compte. Celles-ci ne doivent effectivement plus être négligées dans la mesure où la création de l’euro renforce l’importance économique de l’Union européenne. Bien entendu, nous sommes conscients des limites liées à l’utilisation de données couvrant une période précédent la création de la monnaie unique. Néanmoins, comme le soulignent Garcia et Verdelhan (2001), le processus de convergence structurelle a commencé bien avant le 1^er janvier 1999. Il résulte des étapes successives de la construction européenne qui ont contribué à modifier progressivement les comportements des agents. De plus, les réformes structurelles qui viseront par la suite à approfondir l’intégration économique ne seront mises en œuvre que très graduellement ce qui ne devrait pas entraîner d’ajustement brutal du comportement des agents. Ces différents éléments nous amènent ainsi à espérer que les résultats mis en avant ici ne devraient pas être totalement invalidés, au moins à moyen terme.

La suite de l’article s’organise de la façon suivante. La section deux rappelle les principaux résultats théoriques issus des modèles de détermination des taux de change. La méthode d’identification des chocs ainsi que les données utilisées sont présentées dans une troisième section. La réponse du taux de change relative aux chocs monétaires et budgétaires fait l’objet de la quatrième section. Finalement, la robustesse des résultats est évaluée dans une cinquième section et la dernière section résume les principaux enseignements de cette étude.

Comme le rappelle Rogoff (2002), l’article de Dornbusch (1976) constitue le point de départ de la macroéconomie internationale moderne. Dans le prolongement du modèle Mundell-Fleming, Dornbusch (1976) propose une modélisation de la dynamique du taux de change intégrant l’hypothèse d’anticipations rationnelles. Il montre notamment que les chocs monétaires peuvent être à l’origine d’un phénomène de surajustement du taux de change nominal relativement à sa valeur d’équilibre de long terme. Une politique monétaire expansionniste provoque une dépréciation nominale dont le pic intervient au moment du choc. La dépréciation est également réelle du fait de l’hypothèse de rigidités nominales. Néanmoins, à long terme, les chocs monétaires n’entraînent pas d’écart à la parité des pouvoirs d’achat (PPA), le taux de change réel revient à sa valeur d’équilibre et seuls les prix et le taux de change nominal se sont ajustés. La transmission internationale du choc est négative en raison de l’effet de détournement de la demande [2]. Quant aux chocs budgétaires expansionnistes, ils sont suivis d’une appréciation nominale et réelle instantanée. Les déviations par rapport à la PPA sont donc transitoires pour les chocs monétaires et ne durent que le temps de l’ajustement des prix ; elles sont en revanche permanentes pour les chocs de demande.

Cependant, des phases d’appréciation et de dépréciation successives peuvent également intervenir pour les chocs budgétaires et indépendamment de l’hypothèse de rigidités nominales. On retrouve ce type de résultat dans les modèles qui prennent en compte la dynamique du compte courant [3]. Ainsi, à court terme, un choc budgétaire expansionniste entraîne une appréciation du fait de la hausse du taux d’intérêt et une dégradation du compte courant due à l’effet de demande d’une part et à l’effet de compétitivité d’autre part. À long terme, une dépréciation de la monnaie est nécessaire afin de restaurer l’équilibre externe. La dynamique du taux de change est ainsi enrichie par la prise en compte de la dynamique du compte courant.

À la suite des travaux d’Obstfeld et Rogoff (1995), les canaux de transmission des différents chocs, dans le cadre de modèles à deux pays, ont été réexaminés. Ces modèles intègrent l’hypothèse de rigidités nominales dans un modèle d’optimisation intertemporelle. L’objectif n’est pas ici de faire une revue détaillée de cette littérature abondante mais simplement de faire référence à quelques articles qui ont posé les jalons de cette approche [4]. En fait, Obstfeld et Rogoff (1995) s’inspirent notamment des travaux menés par Svensson (1987), Svensson et van Wijnbergen (1989) et Rankin (1990) qui développent des modèles de déséquilibre avec fondements microéconomiques. L’intérêt des modèles de Nouvelle macroéconomie ouverte réside principalement dans la modélisation de l’offre dans un cadre de concurrence monopolistique.

Les conclusions obtenues par Obstfeld et Rogoff (1995) sur le signe de la réponse du taux de change au choc de politique monétaire sont relativement proches de celle des modèles de type Mundell-Fleming-Dornbusch. En effet, ils montrent qu’une politique monétaire expansionniste entraîne une dépréciation nominale. Toutefois, le taux de change s’ajuste instantanément à sa nouvelle valeur d’équilibre et aucun phénomène de surajustement n’est observé. Ils supposent effectivement que la loi du prix unique, stipulant que les prix d’un même bien produit dans deux pays différents sont identiques dès lors qu’ils sont exprimés dans la même unité monétaire, est vérifiée. En raison de la similitude des paniers de biens consommés, la généralisation de la loi du prix unique implique que la PPA est également vérifiée de sorte que le taux de change réel [5] n’est pas modifié par le choc. On retrouve néanmoins un effet de compétitivité et un détournement de la demande, si bien que la transmission internationale du choc est négative. En effet, même si le taux de change réel est constant, le rapport des prix domestiques aux prix étrangers (c’est-à-dire les termes de l’échange) peut s’ajuster en fonction des chocs. Par ailleurs, ils mettent en évidence l’existence d’un effet de richesse lié à l’apparition d’un excédent du compte courant domestique. Cet effet implique que les chocs ont des effets qui persistent au-delà de la période de rigidités nominales. Cependant, malgré la prise en compte des contraintes d’équilibre externe, ce modèle ne permet pas de faire ressortir la dynamique des fluctuations du taux de change puisque les ajustements sont instantanés. Par ailleurs, par hypothèse, aucune déviation par rapport à la PPA n’apparaît ce qui limite nécessairement la portée de ce type de modèle.

Betts et Devereux (2000) modifient partiellement le cadre développé par Obstfeld et Rogoff (1995) en intégrant deux hypothèses supplémentaires. Ils supposent d’une part que les producteurs sont en mesure de discriminer entre les différents marchés sur lesquels leurs biens sont vendus (hypothèse de pricing-to-market, PTM par la suite) et d’autre part que les prix sont libellés dans la monnaie de l’acheteur (local-currency-pricing, LCP par la suite). Comme les prix sont supposés rigides à court terme, une dépréciation de la monnaie domestique n’implique pas nécessairement une augmentation du prix relatif des biens étrangers. Ces deux hypothèses (PTM-LCP) permettent de s’affranchir de la loi du prix unique et par conséquent de la relation de PPA. Les chocs monétaires entraînent alors une plus forte volatilité du taux de change et le taux de change nominal peut, sous certaines conditions, surajuster sa valeur de long terme. Par ailleurs, comme l’hypothèse PTM-LCP implique que la transmission des variations du taux de change nominal au prix relatif des biens n’est pas intégrale, la dépréciation de la monnaie domestique n’exerce plus systématiquement d’effet de détournement de la demande au profit des producteurs domestiques. En conséquence, plus le degré de pricing-to-market est élevé, moins l’effet de détournement de la demande est important ce qui accroît la corrélation des niveaux d’activité dans les deux pays. La transmission internationale du choc peut donc être positive. Les hypothèses PTM-LCP ne sont toutefois pas essentielles au surajustement du taux de change et à la variabilité du taux de change réel puisque Obstfeld et Rogoff (2000) montrent qu’il est possible d’obtenir un résultat similaire en intégrant un secteur des biens non échangeables.

L’analyse des chocs de politique budgétaire, dans le modèle d’Obstfeld et Rogoff (1995) suppose qu’une hausse des dépenses publiques diminue le revenu permanent des agents domestiques et donc, toutes choses égales par ailleurs leur consommation. La demande d’encaisses réelles est alors plus faible et l’équilibre sur le marché de la monnaie est restauré via une hausse des prix à la consommation et une dépréciation de la monnaie domestique. Il en résulte un effet de détournement de la demande, une augmentation relative de la production domestique [6] et une amélioration de la balance des transactions courantes. La réaction de l’écart des consommations privées est ici au cœur des mécanismes de transmission de la politique budgétaire dans la mesure où ils reposent sur l’hypothèse d’équivalence ricardienne [7]. Ce modèle se distingue ainsi des modèles de type Mundell-Fleming-Dornbush qui mettent en avant des ajustements keynésiens.

Betts et Devereux (2001) montrent que l’hypothèse de pricing-to-market n’est pas essentielle pour l’analyse des chocs budgétaires. On retrouve alors une forte similitude avec les canaux de transmission mis en avant par Obstfeld et Rogoff (1995). La baisse relative de la consommation domestique entraîne une dépréciation nominale nécessaire à l’ajustement sur le marché de la monnaie. Cette dépréciation est, de plus, réelle chez Betts et Devereux (2001). Ainsi, les déviations par rapport à la PPA peuvent être mises en avant en intégrant ce type d’hypothèse sur la segmentation internationale des marchés. Il faut toutefois noter qu’en ce qui concerne les chocs monétaires, ces déviations ne sont que transitoires quel que soit le cadre retenu. Chari, Kehoe et McGrattan (2000) en jouant sur les préférences de l’agent représentatif ou Benigno (2001) en supposant que les autorités monétaires adoptent un comportement de lissage des taux d’intérêt parviennent à accroître la persistance des déviations des taux de change mais au prix d’une réduction de la volatilité.

L’enjeu de l’analyse empirique qui suit est alors d’illustrer la dynamique du taux de change en réponse aux chocs monétaires et budgétaires. Peut-on mettre en évidence des phénomènes de surajustement immédiat ? Quelle la réponse du taux de change à un choc budgétaire et quels sont les mécanismes de transmission ? Les déviations par rapport à la PPA sont-elles persistantes ?

où :

est un vecteur de n variables et ε_t un vecteur (n x 1) d’innovations structurelles indépendantes et identiquement distribuées tel que :

E(ε_t ) = 0 et E(ε_tε_t’) = Σ_ε .

On suppose par ailleurs que les variances des innovations sont normalisées de telle sorte que :

Σ_ε = I_n .

Finalement, B(L) représente le polynôme des décalages composé de matrices (n x n). Le modèle décrit par les équations (1.1a et b) ne peut être estimé directement mais les paramètres qui caractérisent le modèle structurel peuvent être déterminés à partir de l’estimation d’un VAR sous forme réduite. Soit en considérant l’écriture moyenne mobile :

où :

C ₀ = I_n

et où :

e_t = [e _1,t ….e_n,t ]’ est le vecteur des résidus tel que E(e_t ) = 0 et E(e_te_t ’) = Ω avec Ω la matrice des variances – covariances.

Par identification, on montre, en comparant les équations (1.1a) et (1.2), que :

La matrice B₀ permet de traduire l’idée selon laquelle les erreurs de prévision de chaque variable du modèle VAR estimé sont des combinaisons linéaires des différentes innovations structurelles. Il est relativement direct de montrer que :

restrictions posées à partir de la matrice B ₀ sont suffisantes pour identifier l’ensemble des paramètres du modèle structurel.

En pratique, il existe plusieurs méthodes permettant d’effectuer cette identification. La plus simple consiste à imposer une structure récursive au modèle de telle sorte que la matrice B ₀ soit triangulaire inférieure [8]. Ainsi, si l’on note :

Y_t = [X _1,t , Z_t, X _2,t ]’

un vecteur de variables où Z_t représente les instruments de politique économique, X _1,t et X _2,t sont deux vecteurs de variables économiques et financières. La structure récursive implique alors que le vecteur X _1,t contient l’ensemble des variables qui font partie de la fonction de réactions des autorités monétaires et budgétaires. Et donc, X _2,t est un vecteur regroupant l’ensemble des variables dont les valeurs contemporaines ne sont pas prises en compte pour la fixation des instruments de politique économique et qui peuvent réagir instantanément aux chocs de politique économique. Toutefois, ce type de décomposition repose sur une identification mécanique où l’ordre dans lequel sont placées les différentes variables est essentiel. Il est alors possible d’envisager une autre décomposition qui repose sur des a priori théoriques différents qui ne peuvent être modélisés à partir d’une décomposition de Choleski. On peut par exemple supposer que certaines variables appartenant au vecteur X _2,t sont à la fois intégrées dans la fonction de réaction et autorisées à réagir instantanément au choc de politique économique. L’objectif de l’analyse qui suit est double puisqu’il s’agit d’étudier la dynamique du taux de change et d’évaluer la stabilité des fonctions de réponse selon la méthode d’identification.

L’output gap relatif, calculé entre la zone euro et les États-Unis, est déterminé à partir de la méthode statistique du filtre Hodrick-Prescott [12]. Nous avons procédé de la même façon afin de définir l’écart des consommations privées. La série des écarts d’inflation est déterminée à partir des taux d’inflation calculés en glissement annuel. La série des écarts de taux d’intérêt représente la différence entre le taux à court terme de la zone euro et le taux des fonds fédéraux américains. Les innovations de politique budgétaire sont identifiées à partir de la différence des logarithmes des consommations publiques rapportées au PIB [13]. La base de données Datastream fournit une mesure synthétique du taux de change dollar/euro calculée rétrospectivement. L’euro est alors coté à l’incertain de telle sorte qu’une augmentation du taux de change traduit une dépréciation de l’euro. Pour le calcul du taux de change réel, nous avons utilisé les séries d’indice de prix à la consommation calculées par Fagan, Henry et Mestre (2001) pour la zone euro et fournies par le FMI pour les États-Unis. Finalement, afin d’évaluer les effets des différents chocs sur le compte courant, nous avons retenu le solde des transactions courantes de la zone euro rapporté au PIB.

L’analyse prend pour point de départ une configuration de référence où les innovations sont identifiées à partir d’une décomposition de Choleski. Le vecteur X_t est défini de la façon suivante :

où OG représente l’output gap relatif. Inf décrit l’écart d’inflation, Txct l’écart entre le taux de court terme de la zone euro et le taux des fonds fédéraux de la Federal Reserve Bank. GY représente l’écart entre les consommations publiques exprimées en pourcentage des PIB respectifs et TCN correspond au taux de change nominal dollar/euro. Étant donné l’ordre dans lequel les variables sont placées les restrictions sont les suivantes : l’output gap ne réagit aux diverses sources de chocs qu’avec une période de retard. L’écart d’inflation ne réagit, de façon instantanée qu’aux chocs qui affectent l’output gap. L’écart de taux n’est pas sensible aux fluctuations contemporaines des politiques budgétaires et du taux de change. Dit autrement, les autorités monétaires n’intègrent, dans leur fonction de réaction, que les innovations contemporaines sur l’output gap relatif et l’écart d’inflation. La politique budgétaire réagit aux mêmes variables et intègre également l’écart de taux dans sa fonction de réaction. Cette hypothèse est sans doute contestable mais elle n’est absolument pas déterminante. Finalement, le taux de change nominal est sensible à l’ensemble des chocs. Cet ensemble de restriction peut être résumé par la forme matricielle suivante :

Lorsque les chocs de politique monétaire sont identifiés à partir de variables de taux, ils ne semblent avoir aucun effet sur l’output gap relatif. Dans la plupart des modèles théoriques, tel que le modèle d’approche monétaire à deux pays d’Obstfeld (1985) ou le modèle développé par Obstfeld et Rogoff (1995), la transmission internationale des chocs monétaires est négative en raison de l’effet de compétitivité et du détournement de la demande qui en résulte. Les résultats obtenus ici ne permettent donc pas de valider ce type d’approche. Toutefois, sous les hypothèses PTM-LCP, Betts et Devereux (2000) ont montré que la corrélation des niveaux d’activité est accrue ce qui est susceptible d’expliquer l’absence de réaction de l’output gap observée. L’évolution de l’inflation à la suite du choc de politique monétaire est très légèrement significative. Pour finir, l’augmentation relative du taux d’intérêt de la zone euro entraîne une appréciation durable de l’euro (voir graphique 1 [14]) significative pendant quinze trimestres avec un pic atteint entre les dixième et quatorzième trimestres. Ce phénomène de surajustement retardé, déjà mis en évidence par Eichenbaum et Evans (1995), n’est compatible ni avec les conclusions d’Obstfeld et Rogoff (1995) ni avec celles de Dornbush (1976) ou Betts et Devereux (2000). En effet, dans le premier cas, le taux de change nominal s’ajuste instantanément à sa nouvelle valeur d’équilibre tandis qu’il y a surajustement immédiat dans le second. Par ailleurs, on montre que la réponse du taux de change réel est identique (voir graphique A2a en annexe). Dans ce cas, le taux de change réel remplace le taux nominal dans le vecteur X_t . Le choc monétaire entraîne alors également une appréciation réelle durable. L’effet atteint un pic après plus de dix trimestres. Ceci illustre l’absence de validité de la parité des pouvoirs d’achat ce qui par conséquent limite la portée du modèle d’Obstfeld et Rogoff (1995) où la PPA est vérifiée. Même si l’approche développée par Betts et Devereux (2000) ne repose pas sur la PPA, elle n’est pas totalement satisfaisante puisque les déviations par rapport à la loi du prix unique sont transitoires dans la mesure où on retrouve la PPA une fois l’ajustement des prix réalisés. Or, ici, force est de constater que ces déviations sont fortement persistantes.

Le choc budgétaire expansionniste est suivi d’une amélioration significative immédiate de l’output gap et de l’inflation (voir graphique A1 en annexe). La dynamique du taux de change est représentée à partir du graphique 1. La réponse au choc est initialement non significative et correspond à une appréciation. La tendance s’inverse par la suite puisque l’euro se déprécie durablement par rapport au dollar. Cette dépréciation est significative autour des septième et onzième trimestres. Deux interprétations à cette évolution du taux de change nominal peuvent être envisagées. Selon la première, la hausse des dépenses publiques diminue le revenu permanent des agents domestiques et donc, toute chose égale par ailleurs, leur consommation. La demande d’encaisses réelles est de fait plus faible et l’équilibre sur le marché de la monnaie est restauré via une hausse de des prix à la consommation et une dépréciation de la monnaie. On devrait ainsi observer une hausse de la production domestique relative en raison de l’effet de compétitivité et d’un effet d’offre [15]. Par ailleurs, le choc budgétaire entraîne également une amélioration du compte courant à court terme du fait de l’augmentation de la production et de la baisse de la consommation. Selon les modèles de choix de portefeuille, l’augmentation des dépenses publiques entraîne une hausse du taux d’intérêt qui à son tour implique une appréciation immédiate de la monnaie et une dégradation du compte courant. Ensuite, afin de restaurer l’équilibre externe, la monnaie se déprécie et le compte courant revient vers l’équilibre. L’intérêt de cette seconde explication est de rendre compte d’une dynamique plus riche du taux de change alors que les ajustements sont instantanés dans Obstfeld et Rogoff (1995). Les réponses du compte courant et des consommations privées sont analysées dans le paragraphe suivant afin de voir s’il est possible de discriminer entre ces deux explications.

De nouveau, il apparaît que la réponse du taux de change réel ne diffère pas de celle du taux de change nominal (voir graphique A2b en annexe). Ce modèle fait donc ressortir une très forte corrélation des fluctuations des taux de change nominal et réel. Ce résultat n’est pas nécessairement surprenant pour les chocs de demande mais le devient beaucoup plus lors d’un choc monétaire. En effet, la persistance des déviations par rapport au taux de PPA peut se justifier pour les chocs d’offre et de demande qui impliquent également un ajustement du taux de change réel. Cependant, elles devraient être beaucoup plus courtes lors de chocs monétaires dans la mesure où une fois l’ajustement des prix réalisé, le taux de change réel n’est plus affecté par le choc. Ce type d’analyse est donc tout à fait révélatrice des difficultés théoriques permettant de rendre compte de la persistance des fluctuations des taux de change réel [16].

L’écart des consommations privées remplace ainsi le différentiel d’inflation. Il ressort alors (voir graphique A3 en annexe) que le choc de taux d’intérêt a toujours le même effet sur le taux de change mais n’a aucune incidence significative sur l’output gap et sur l’écart de consommation privée. Le choc budgétaire a le même effet qu’auparavant sur le taux de change nominal. Une augmentation des dépenses publiques entraîne une dépréciation de l’euro à moyen terme. Par contre, les effets sur la consommation privée ne sont pas conformes à ce que l’on pouvait attendre à partir d’un modèle de « Nouvelle macroéconomie ouverte » puisque la consommation privée dans la zone euro devrait diminuer en termes relatifs alors qu’elle augmente initialement de façon légèrement significative.

Les effets des chocs sur le compte courant sont mis en évidence à partir du vecteur suivant :

Dans la mesure où les chocs sont identifiés en utilisant la décomposition de Choleski, les restrictions sont telles que le compte courant de la zone euro ne peut réagir instantanément qu’aux innovations sur le taux de change nominal. Dit autrement, les autorités monétaires n’intègrent que l’output gap relatif dans leur fonction de réaction et les autorités budgétaires ajoutent l’écart de taux d’intérêt. Dans ce cas, le choc de politique monétaire ne semble pas avoir d’effets significatifs sur le compte courant (voir graphique A4 en annexe). Lane (2001b) nuance ce résultat et montre, à partir d’un modèle VAR mais dans des configurations sensiblement différentes, que les chocs monétaires expansionnistes peuvent avoir des effets favorables sur le compte courant. La réponse du taux de change au choc de politique budgétaire n’est globalement pas modifiée mais elle est nettement moins significative dans cette nouvelle configuration. Quant au compte courant, on observe une dégradation initiale significative au cours des quatre premiers trimestres ; la tendance s’inverse par la suite et la zone euro enregistre une amélioration du solde externe. Celle-ci ne semble cependant pas significative pour un intervalle de confiance à 90 % [17]. Finalement, il apparaît qu’un choc sur le taux de change nominal n’a aucun effet significatif sur le compte courant alors qu’à l’inverse, un choc positif sur le compte courant entraîne une appréciation légèrement significative de l’euro par rapport au dollar. De fait, l’explication fournie dans le cadre d’un modèle « Nouvelle macroéconomie ouverte » trouve assez peu de preuves à partir des différents VAR analysés. Une approche en termes de choix de portefeuille semble plus convaincante même si on ne parvient pas à mettre en évidence une appréciation de l’euro consécutive au choc expansionniste de politique budgétaire. Même si le taux de change s’ajuste aux déséquilibres de la balance courante, on ne trouve inversement pas d’effets significatifs des chocs de taux de change sur le compte courant. Ce type d’analyse en termes de VAR devrait sans doute être approfondi afin de parvenir à une explication des mécanismes de transmission des différents chocs, en particulier les chocs budgétaires. Le rôle de l’investissement devrait notamment être analysé dans la mesure où les comportements d’accumulation du capital permettent d’enrichir la dynamique du compte courant (Baxter, 1995).

Les réponses du taux de change aux chocs de politique économique ont donc été déterminées en fonction de la place de l’instrument. On obtient ainsi cinq fonctions de réponse différentes pour le choc de politique monétaire (graphique 3) et pour le choc de politique budgétaire (graphique 4). À chaque fois, seule la place de l’instrument est modifiée, les autres variables du modèle sont toujours placées dans l’ordre décrit par le vecteur (X_t ). Ainsi, sur le graphique 4, la courbe appelée TCN(Txct1) désigne la réponse du taux de change à un choc de politique monétaire lorsque le taux d’intérêt est en première position. Les autorités monétaires n’intègrent alors aucune innovation sur les autres variables du modèle dans leur fonction de réaction. Toute modification du résidu est interprétée comme un choc « pur » de politique monétaire. De la même façon, TCN(Txct2) désigne la réponse du taux de change au choc monétaire lorsque le taux d’intérêt est en deuxième position et TCN(Txct3) correspond ici exactement à la décomposition de Choleski décrite par l’équation (6). Les interprétations sont identiques pour le graphique 4 représentant les différentes réponses possibles du taux de change nominal au choc budgétaire. Cette fois-ci, on retrouve la décomposition de Choleski initiale pour TCN(GY4).

Globalement, la réponse du taux de change est peu sensible à l’ordre dans lequel a été placé le taux de d’intérêt. Les principales différences concernent la réponse immédiate au choc mais on retrouve systématiquement une appréciation de l’euro et un phénomène de surajustement retardé qui intervient ici entre les 12^e et 19^e trimestres.

Ces conclusions sont renforcées lorsque l’on s’intéresse à la réponse du taux de change nominal à un choc de politique budgétaire. L’augmentation des dépenses publiques est suivie d’une dépréciation nominale qui atteint un pic entre les 12^e et 16^e trimestres. Ces résultats sont vérifiés quelle que soit la place de l’instrument de politique budgétaire et sont donc encore moins sensibles que ceux que l’on a pu obtenir avec le choc monétaire. Il semble donc que les fonctions de réponse simulées dans un premier temps ne soient pas réellement sensibles à l’ordre des différentes variables à l’intérieur du VAR. Les résultats obtenus s’interprètent effectivement de la même façon quel que soit l’ordre de l’instrument [18].

La décomposition de Choleski ne constitue pas la seule méthode permettant d’identifier les innovations structurelles. Il est possible d’établir un ensemble de restrictions de court terme qui ne repose pas sur l’hypothèse de récursivité. On peut par exemple considérer qu’il n’est pas satisfaisant de contraindre la réponse instantanée des taux d’intérêt. Deux explications peuvent alors être avancées pour justifier cette hypothèse. La première est simplement que malgré le rôle essentiel joué par les banques centrales sur les marchés monétaires, celles-ci ne contrôlent qu’imparfaitement les taux d’intérêt à court terme [19]. La deuxième repose sur l’idée qu’au cours de la période, les banques centrales acquièrent des informations sur la nature des chocs qui affectent le système et les intègrent dans leur fonction de réaction [20]. Le taux d’intérêt est alors susceptible de réagir aux différents chocs. Nous proposons d’identifier les innovations à partir de la décomposition structurelle suivante où le vecteur X étudié est identique à celui décrit par l’équation (5) :

On suppose donc ici que l’activité et l’inflation réagissent uniquement aux chocs idiosyncratiques. Inversement, l’écart de taux d’intérêt et le taux de change dollar/euro peuvent réagir instantanément quel que soit le choc. Finalement, la règle de politique budgétaire indique que les autorités publiques intègrent uniquement l’output gap et l’inflation. Ensuite, une fois les contraintes posées, l’estimation du VAR permet de déterminer les différents coefficients b_ij de la matrice B₀ . Cependant, s’il existe une solution unique pour l’ensemble des paramètres libres b_ij dans le cadre d’une décomposition de Choleski, tel n’est pas le cas pour les méthodes structurelles (Doan, 2000). En pratique, la solution obtenue à partir de l’algorithme dépend de l’initialisation du modèle. Nous comparons donc les fonctions de réponse obtenues avec une décomposition de Choleski et celles qui résultent de la décomposition structurelle (9) en fonction de différentes valeurs d’amorçage. Les graphiques 5 et 6 retracent respectivement les réponses du taux de change nominal aux chocs budgétaires et monétaires.

Pour la politique budgétaire, les réponses du taux de change obtenues à partir de la décomposition structurelle ne sont pas sensibles à l’initialisation retenue et sont très proches de celles obtenues dans le cadre de la méthode de Choleski (graphique 5). Ceci met en évidence la stabilité de la méthode structurelle et l’absence de sensibilité de la dynamique du taux de change aux contraintes identifiantes lors d’un choc budgétaire.

Pour la politique monétaire, les résultats sont plus intéressants dans la mesure où il ressort que la solution obtenue dans le cadre de la décomposition structurelle est plus sensible aux conditions initiales (graphique 6). Les différences sont surtout importantes pour la réponse initiale. Dans le cadre de la décomposition de Choleski, l’appréciation immédiate de l’euro est relativement faible et atteint un pic après douze trimestres. Certaines réponses associées à la décomposition structurelle ont le même profil mais il existe des cas pour lesquels le pic de l’appréciation est atteint dès la première période. On a donc ici un surajustement immédiat du taux de change, résultat plus conforme aux analyses théoriques développées par Dornbush (1976) ou Betts et Devereux (2000). Ce résultat est de plus significatif lorsque l’on simule un intervalle de confiance par la méthode de Monte Carlo (voir graphique 7). Pour les périodes suivantes, les résultats obtenus sont globalement stables et l’évolution du taux de change est identique dans les différentes configurations structurelles.

On peut donc en déduire que la conclusion selon laquelle la hausse des taux est associée à une appréciation de l’euro est robuste mais que l’effet initial du choc est incertain. En particulier, le phénomène de surajustement retardé n’est pas automatique. Ainsi, le résultat d’Eichenbaum et Evans (1995) peut s’expliquer par la méthode de décomposition qu’ils ont adoptée. Faust et Rogers (2003) parviennent également à cette conclusion pour les taux de change dollar/mark et dollar/livre sterling à partir d’une autre méthode d’estimation du modèle VAR. Ils montrent que le pic atteint par le taux de change se situe dans un intervalle de un à trois ans.

Propriétés statistiques des résidus du modèle de référence

	Résidu de la variable expliquée
	OG	Inflation	Taux courts	GY	TCN
Autocorrélationsa
Ordre (2) (p-value)	1,12 (0,57)	2,63 (0,27)	3,42 (0,18)	0,10 (0,95)	0,87 (0,65)
Ordre (4) (p-value)	1,24 (0,87)	4,58 (0,33)	6,96 (0,14)	0,25 (0,99)	3,86 (0,43)
Ordre (8) (p-value)	4,65 (0,79)	9,73 (0,28)	7,63 (0,47)	4,85 (0,77)	6,45 (0,60)
Test de normalité multivariéeb (p-value) Skewness : 6,67 (0,25) Excès de Kurtosis : 2,33 (0,80) Test joint : 8,99 (0,11)

a : l’hypothèse nulle du test correspond à l’absence d’autocorrélation des résidus. b : l’hypothèse nulle du test correspond à l’absence jointe de skewness et d’excès de kurtosis, c’est-à-dire à la normalité multivariée des résidus. Source : Estimations de l’auteur.