Economie & prévision
La Doc. française
I.S.B.N.sans
188 pages
p. 49 à 70
doi: en cours
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no 148 2001/2
Interaction entre taux d’intérêt allemands et français : un réexamen de l’hypothèse de dominance allemande
Marie Podevin [(*)]
Cet article étudie l’interaction entre les taux d’intérêt à court terme allemands et français en utilisant une stratégie
d’inférence causale proposée par Hoover (1990). Cette approche consiste à analyser l’invariance relative des distributions
marginales et conditionnelles des variables d’intérêt, que sont ici les taux d’intérêt allemands et français, en présence
d’interventions de politique économique. Nos résultats suggèrent une causalité au sens de Hoover unidirectionnelle des
taux allemands vers les taux français, avant 1983 et après 1992, et bidirectionnelle entre 1987 et 1992. Nous en déduisons
que le nouveauSMEest moins asymétrique que l’ancien avant la rupture de 1992 mais qu’il redevient asymétrique après
cette date.
This paper uses Hoover’s causal inference strategy (1990) to study the interaction between French and German
short-term interest rates. The approach consists of analysing the relative invariance of the marginal and conditional
distributions of the variables in question, here the French and German interest rates, in the presence of economic policy
interventions. Our findings suggest Hoover uni-directional causality running from the German rates to the French rates
before 1983 and after 1992, and bi-directional causality from 1987 to 1992. We deduce from this that the new EMS is less
asymmetrical than the old system before the 1992 break, but that it becomes asymmetrical again after this date.
Je tiens à remercier P-Y.Hénin et K.Hoover sans qui ce travail
n’aurait pas vu le jour ainsi qu'un rapporteur anonyme pour ses
remarques constructives. Je remercie également les
participants du séminaire d’économétrie de Paris I et ceux du
colloque T2M 1998. Je reste néanmoins seule responsable des
erreurs qui peuvent subsister.
L’institution de l’euro est venue achever une
expérience majeure, celle du SME. Alors que
l’Union Monétaire est constituée, sa mise en place
laisse encore ouvertes de nombreuses questions, et
l’analyse de cette expérience constitue en soi un
enjeu important dans les relations monétaires
internationales et le rapprochement de partenaires de
poids différents : renforce-t-elle la domination
spontanée du partenaire initial le plus fort ou
induit-elle plutôt une "symétrisation" des rôles dans
le jeu stratégique entre les grands blocs monétaires ?
La question de la dominance allemande reste au cœur
des travaux relatifs à l’union monétaire européenne.
La vision asymétrique du SME, considéré alors
comme une zone-mark, bien que privilégiée par les
travaux théoriques, ne semble pas faire l’unanimité
des nombreux travaux empiriques relatifs à cette
question. Face à ce décalage, l’évaluation empirique
de l’asymétrie du SME mérite d’être de nouveau
examinée en particulier quant au rôle de la monnaie
unique, l’avenir du Système Européen de Banques
Centrales (SEBC) ainsi que la compréhension des
interactions européennes au cours decette périodede
convergence des économies. L’Allemagne
pèse-t-elle trop lourdement dans le système
européen, obligeant ainsi l’Union Monétaire à
s’effectuer sous sa domination ?
En vue d’évaluer le degré d’asymétrie, les travaux
empiriques récents ont généralement recours,
parfois sur plusieurs sous-périodes, à des tests de
cointégration et de causalité au sens de Granger
(1969 )
[1] au s ein de modèles vecto riels
autorégressifs (VAR), reposant sur une formalisation
des interactions entre les taux d'intérêt, et de
comportements joints des innovations. Cependant,
n’est-il pas plus important d’examiner l’impact
d’inflexions sensibles et discrétionnaires des
politiques nationales au sein du SME, interprétables
en termes d’interventions plutôt que d’innovations ?
Dans ce cadre, on se propose de réexaminer la
validité du caractère asymétrique du SME au profit
de l’Allemagne au cours de ces trente dernières
années, en adoptant une approche alternative de
causalité fondée sur l'apport informatif des
changements structurels appliquée ici aux taux
allemands et français. Nous nous référons au concept
de causalité en termes de contrôlabilité fondé sur la
question suivante à laquelle une analyse de causalité
au sens de Granger ne peut répondre : « s’il est
possible d’intervenir pour contrôler directement une
des deux variables d’intérêt, est-ce que cela va
permettre de contrôler l’autre variable ? » (Hoover,
1990). Selon Engle, Hendry et Richard (1983), on
peut distinguer deux variétés d’actions de politiques
économiques, la première comme des chocs sur les
innovations pour un paramètre marginal inchangé et
la deuxième comme interventions sur les paramètres
marginaux. Cette stratégie d’inférence repose sur les
implications d’une telle contrôlabilité
[2] sur
l’invariance des distributions des variables d’intérêt
face à des interventions sur les paramètres de
contrôle. Autrement dit, une expérience historique
interprétable comme la modification d’un paramètre
de contrôle, comme une expérience naturelle utilisée
pour l'inférence des sciences naturelles
[3], permet
d’observer quelle relation reste invariante à une telle
intervention et d’en inférer un choix entre les ordres
causals alternatifs. Les ruptures du SME en 1987 et
1992, en tant qu’interventions de politique
monétaire, ont-elles remis en cause la marche vers un
plus grand équilibre entre les deux principaux
partenaires du SME que sont l’Allemagne et la
France ?
[4]
Après un bref état des lieux des questions de
dominance allemande, cette étude se poursuit par la
présentation de la méthodologie retenue en
introduisant d’abord le concept de causalité au sens
de Hoover puis les différentes étapes de cette
méthode. Les résultats des étapes préliminaires de la
méthode, à savoir la construction des chronologies
d’interventions, la caractérisation des données, le
choix des périodes stables et l’estimation des
modèles sur ces périodes stables sont ensuite
examinés. Enfin, les résultats des tests de stabilité et
les conclusions en termes de causalité au sens de
Hoover sont présentés dans la dernière partie.
Asymétrie du SME : un état de la question
Les travaux théoriques et empiriques relatifs au
Système Monétaire Européen (SME) se sont
ordonnés autour de deux visions alternatives du
fonctionnement de ce mécanisme. S’opposent ainsi
la conception d’un SME asymétrique, dans lequel
domine l’Allemagne dont la politique monétaire est
déterminée de façon autonome et à laquelle les autres
pays membres s’ajustent, et celle d’un SME
symétrique, conformément aux intentions de ses
fondateurs, sans causalité unidirectionnelle mais
bidirectionnelle entre les taux d’intérêt allemands et
ceux des autres pays européens connaissant une
certaine autonomie dans l’évolution de leurs taux
d’intérêt. La vision asymétrique du SME, considéré
alors comme une zone-mark, bien que privilégiée
dans une perspective théorique (Giavazzi et Pagano,
1988; Herz et Röger, 1992), ne semble pas confortée
par l’ensemble des travaux empiriques. En effet, les
résultats qui se dégagent des études empiriques sur la
question de la dominance allemande sont divers
comme le traduisent les propositions suivantes : les
banques centrales nationales abandonnent leur
autonomie de politique monétaire pour l’hégémonie
de la Bundesbank (Karfakis et Moschos, 1990; Artus
et alii, 1991 ; Bruneau et alii, 1992 ; Henry et
Weidmann, 1995), l’Allemagne joue un rôle
relativement important dans le système mais n’est
pas le seul pays "dominant" (De Grauwe, 1989 ;
Fratiani et von Hagen, 1990), les politiques au sein
du SME sont plus symétriques (De Grauwe, 1989 ;
Koedijk et Kool, 1992; Katsimbris et Miller, 1993;
Gardner et Perraudin, 1993 ; Thornton et Garcia-Herrero, 1997; Hassapis et alii, 1999), la politique
monétaire américaine peut, d’une certaine façon,
orienter la politique allemande (Fratiani et von
Hagen, 1990 ; Artus et alii, 1991 ; Katsimbris et
Miller, 1993 ; Hassapis et alii, 1999) et enfin, la
présence d’un changement de régime autour de la
Réunification allemande a modifié la causalité entre
taux européens et allemands. Certaines études
concluent à un rôle amoindri de l’Allemagne leader
après cette rupture (Gardner et Perraudin, 1993 ;
Uctum 1995 ; Bordes et alii, 1996 ; Cherif, 1997 ;
Camarero et Ordonez, 1999) tandis que d’autres, au
contraire, concluent à un rôle renforcé de
l’Allemagne, désormais déconnectée des taux
américains (Henry et Weidmann, 1995a ; Henry et
Weidmann, 1995b).
En vue d’évaluer le degré d’asymétrie, à l’exception
de quelques exemples d’analyses structurelles en
termes d’estimations de modèles économétriques
(Fratiani et Von Hagen, 1990 ; Artus et alii, 1991;
Wiedland, 1997), les travaux empiriques récents ont
généralement recours à des tests de cointégration et
de causalité au sens de Granger (1969) au sein de
modèles vectoriels autorégressifs (VAR), reposant
sur une formalisation des interactions entre les taux
d'intérêt, et de comportements joints des innovations
(Karfakis et Moschos, 1990 ; Katsimbris et Miller,
1993; Caporale et Pittis, 1993; Henry et Weidmann,
1995a; Thornton et Garcia-Herrero, 1997; Hassapis
et alii, 1999). Ces études ne permettent pas de
dégager une conclusion univoque. Les périodes
d’échantillon, les définitions, méthodes et
arguments visant à la validation de l’hypothèse de
dominance allemande sont extrêmement nombreux.
Toutefois, comme le démontrera notre étude, les
liens decausalité paraissent varierselon les périodes,
ce qui pourrait apporter une réponse à ce manque
d'homogénéité des résultats. Gardner et Perraudin
(1993) défendent en effet qu’il est plus intéressant
d’examiner l’évolution de l’asymétrie au cours du
temps que de répondre statistiquement à la question
de l’existence ou non de dominance allemande.
Plusieurs chocs majeurs, dont la réunification
allemande, amènent les auteurs à examiner un
changement éventuel de causalité entre les
politiques allemandes et européennes. Cependant,
certaines études citées précédemment, pour tenir
compte de l'existence de tels changements
structurels dans leur analyse de causalité, adoptent
des tests de causalité au sens de Granger sur plusieurs
sous-périodes. Un problème commun à ces études
réside dans le caractère a priori du choix du point de
rupture sans vérification statistique que la
périodisation adoptée assure l’invariance des
distributions des variables d’intérêt sur les périodes
d’estimation. Les travaux de Camarero et Ordonez
(1999) proposent au contraire une analyse en termes
de cointégration et de causalité au sens de Granger
autorisant la présence de ruptures structurelles
endogènes.
Une nouvelle approche de la causalité : la stratégie de Hoover
La stratégie d’inférence causale proposée par K.D.
Hoover (Hoover, 1990) repose sur les implications
d’une intervention affectant un paramètre de
contrôle sur la stabilité relative des distributions
marginale et conditionnelle d’une variable d’intérêt.
Hoover (1991) en propose une application pour
déterminer le sens de causalité entre monnaie et prix
sur des données américaines. Hoover et Sheffrin
(1992) généralisent les implications de causalité
lorsqu’il existe des restrictions croisées entre les
paramètres conditionnels et marginaux. Ils
s’intéressent à la causalité entre dépenses et recettes
budgétaires américaines après la seconde guerre
mondiale, analyse de causalité étendue à l’histoire
budgétaire américaine depuis 1791 par Hoover et
Siegler (1998). Perez (1998) étudie le lien de
causalité entre revenu réel et prêts bancaires et étend
l’analyse de stabilité relative à des tests de constance
plus récents. Nous proposons dans un premier temps
d’illustrer le concept de causalité au sens de Hoover
sur un modèle parcimonieux des interactions
monétaires françaises et allemandes.
Définitions
En notant Ra et Rf les variables d’intérêt que sont
respectivement les taux d’intérêt à court terme
allemands et français, on remarquera que la
distribution jointe entre ces deux variables décrivant
le processus générant les données (DGP),
inobservable, admet deux représentations
équivalentes sous forme de partitions, produits de
distributions marginales et conditionnelles
interprétées comme des régressions linéaires dans le
cas où la distribution jointe suit une distribution
normale. Soit,
La première factorisation s’interprète comme Rf
cause Ra et la seconde comme Ra cause Rf. Dans un
seul « régime », il n’y a pas de véritable choix entre
les deux factorisations et on ne peut pas discriminer
entre les deux schémas causals implicites à partir des
données. On parle d’équivalence observationnelle.
L’économétrie traditionnelle résout ce problème par
l’identification de modèles structurels à équations
simultanées, c’est-à-dire en imposant aux données
une structure causale issue de la théorie économique.
Mais les restrictions identifiantes ne pouvant être
soumises aux tests (Sims, 1980), Hoover propose
une alternative permettant de surmonter cette
limitation. On ne peut déterminerla structure causale
que si le DGP est soumis à des interventions
entraînant des changements sur les paramètres
gouvernant les variables. Dans chacune des
partitions alternatives de l’équation (1), la
distribution marginale représentera dans notre
exemple une règle de politique monétaire, et les
changements dans cette distribution, des
interventions de politique monétaire, porteuses
d’information sur l’ordre causal. La stabilité relative
des partitions permet alors de déterminer l’ordre
causal.
Supposons par exemple que la politique monétaire
allemande à travers ses taux d’intérêt cause les taux
d’intérêt français ; une modification de cette
politique, constituant une intervention délibérée sur
les taux d’intérêt allemands, va modifier le processus
suivi par les taux français. Un observateur
non-économètre en déduit que les distributions des
taux français sont déstabilisées. Pour l’économètre,
en revanche, l’instabilité du processus des taux
français n’est qu’apparente puisqu’il peut en rendre
compte par l’influence des taux allemands. Il dira
que la distribution marginale des taux français s’est
trouvée perturbée mais que la distribution des taux
français conditionnelle aux taux allemands est restée
invariante. Pour expliciter ce point, considérons
l’exemple simple d’un DGP général dans lequel les
quatre configurations possibles de causalité entre les
taux allemands et français peuvent être illustrées par
des restrictions alternatives sur les paramètres βet
δ
[5].
Dans le modèle (2)-(3), selon le critère de structure
causale récursive de Simon (1953), la nullité deβ, de
δou deβetδconjointement, implique respectivement
la causalité de Rf vers Ra, de Ra vers Rf et
l’indépendance de Rf et Ra, le modèle complet
induisant en revanche une causalité mutuelle entre
Ra et Rf.
La forme réduite du système d’équations (2) et (3) est
la suivante :
Introduisons maintenant les distributions
marginales et conditionnelles, respectivement DM
et DC, associées à ce modèle :
On interprétera chacune des distributions
marginales comme une représentation structurelle
d’une règle de politique monétaire. Un changement
dans un des paramètres de la marginale peut donc
être interprété comme une intervention porteuse
d’information sur la conduite de cette politique
monétaire. Supposons que, dans le modèle de
causalité unilatérale des taux allemands vers les taux
français (δ=0), la Bundesbank décide de changer la
conduite de sa politique monétaire en jouant sur un
des paramètres déterminant les taux d’intérêt
allemands, γou συ2. On constate alors que seul le
processus conditionnel D Rf Ra( | ) n’est pas
C modifié. Par contre, si un des paramètres
déterminant les taux français est modifié (α β, ou
σε2 ), alors seule D Ra M ( ) reste invariante à une telle
intervention. La partition D Rf Ra( | ) D Ra( ) est
C M stable puisqu’une intervention dans l’un ou l’autre
des processus laisse l’autre non affecté. En l’absence
de restrictions croisées sur les paramètres et de choc
commun (covariance nulle entre les perturbations),
nous avons dérivé, dans le tableau suivant,
l’ensemble des propositions théoriques pour trois
modèles illustrant la causalité mutuelle (Ra Rf↔ ),
la causalité unidirectionnelle de Ra vers Rf
(Ra Rf→ )
[6] et l’indépendance (Ra <–/–> Rf ).
Les notions d’instabilité et d’invariance des
relations causales à des interventions sur les
paramètres
[7], autrement dit à des interventions de
contrôle "direct", permettent donc de mettre en
évidence l’ordre causal. En effet, les deux DGP
respectivement caractérisés par δ=0 et β =0
induisent deux sens de causalité opposés mais ont
cependant la même forme réduite. Dans ce cas, un
test de causalité « statistique » au sens de Granger en
termes de prévisions, au même titre qu’un simple
examen des données, ne permet pas de déterminer
l’ordre causal induit par le DGP vrai. La causalité est
une question de relations structurelles entre les
variables et non une question de sentier de réalisation
de ces variables (Hoover et Siegler, 1998). C’est en
ce sens que la causalité au sens deHoover dépasse, en
donnant un aspect qualitatif, la causalité statistique
en terme de prévisibilité. La solution au problème
d’équivalence observationnelle réside alors dans
l’existence d’un expérimentateur pouvant altérer les
paramètres du système causal. En effet, on a vu que si
une intervention sur Ra déstabilise la distribution
marginale de Rf, mais que la prise en compte de Ra
permet de la rendre stable, alors Ra cause Rf au sens
de Hoover. L’instabilité révèle l’information. Au
lieu de considérer que l’instabilité révèle une
mauvaise spécification, elle peut être utilisée au
contraire pour déterminer l’ordre causal. L’étude de
causalité au sens de Hoover fournit aussi un cadre
général dans lequel la notion de super-exogénéité
[8]
est simplement une condition nécessaire pour
l’inférence causale. En effet, l’invariance de
D Rf Ra( | ) à une intervention allemande
C correspond au rejet de la critique de Lucas
[9],
c’est-à-dire lorsqu’un changement dans la règle de
politique laisse inchangée la distribution
conditionnelle. Dans ce cas, de vraies expériences de
changements de politiques prennent un sens.
Tableau 1:
stabilité relative des partitions
En pratique, l’étude de stabilité relative associée à la
détermination de la nature de l’intervention permet
de déterminer l’ordre causal, mais les tests
statistiques de stabilité ne prennent un sens que
lorsqu’ils sont associés à une analyse historique et
institutionnelle des interventions. La mise en œuvre
de la méthode pour déterminer l’ordre causal
nécessite donc de l’information sur la structure et
l’histoire institutionnelle des deux variables.
Méthodologie
La mise en œuvre empirique de la méthode employée
par Hoover pour identifier les source, nature et date
des changements de régime et déterminer l’ordre
causal est la suivante. La détermination du sens de
causalité nécessite tout d’abord l’identification des
interventions pour déterminer les périodes de
référence interprétables comme des "périodes
tranquilles". On construit alors, dans une première
étape, une chronologie d’interven tions
potentiellement importantes dans le processus des
deux variables d’intérêt, utilisée pour identifier les
périodes tranquilles
[10], sans intervention importante
dans les deux processus. On estime
[11] ensuite les
paramètres des régressions correspondant aux
fon ction s de distributions marginales et
conditionnelles pendant les périodes de référence.
On utilise la démarche de spécification du « général
au particulier » de Hendry
[12] pour obtenir des
régressions correctement spécifiées à l’intérieur des
périodes stables et pouvoir isoler les ruptures
structurelles authentiques des ruptures dues à de
mauvaises spécifications
[13]. A priori, pendant les
périodes de tranquillité, les régressions sont
invariantes et les coefficients stables et donc
l’équivalence observationnelle prévaut. Pour établir
la stabilité en dehors des périodes tranquilles et
repérer les points de rupture, nous utilisons des
méthodes de régressions récursives, initialisées sur
période stable et projetées « backward » (vers
l’arrière) et « forward » (vers l’avant), nous
permettant d’étudier la stabilité relative des
différentes distributions pour toutes les ruptures
possibles selon le rejet de stabilité par les
coefficients récursifs et les trois tests de Chow
récursifs, que sont les tests de Chow récursifs a un
pas, à base constante et à horizon constant
[14].
L’étude économétrique menée selon l’algorithme
d’inférence causale présenté ci-dessous, complétée
par l’analyse institutionnelle des points de rupture et
l’ordre temporel de leur sortie donne, dans un
premier temps la nature de l’intervention et, dans un
second temps, l’ordre causal.
Les interactions entre taux allemands et français : éléments de "périodisation"
Nous présentons maintenant les résultats des
premières étapes de la méthode que sont la
construction des chronologies d’interventions pour
la détermination de la période de stabilité
institutionnelle, la caractérisation des données dont
leur source, leur degré d’intégration et de
cointégration, ainsi que l’estimation des modèles sur
les périodes stables.
Chronologie et choix de la période stable a priori
La première étape de la méthode consiste à réaliser
une chronologie institutionnelle commune aux
variables d’intérêt pour la France et l’Allemagne que
sont les taux d’intérêt à court terme afin d’identifier
des changements potentiels importants ou des
interventions dans les processus gouvernant ces
variables. Une telle chronologie doit permettre de
déterminer les périodes de référence dites « périodes
de tranquillité » au cours desquelles il n’y a pas
d’intervention importante. Nous excluons d’emblée
les périodes de choc pétrolier (1973,1979), de
grande instabilité du SME (1982,1987,1992,1993),
de krachs boursiers (1987), de nombreux
réalignements des monnaies, de changements de
gouvernement, symboles de nouvelles politiques, et
d’interventions (1981,1982,1986,1988,1993...) ou
encore d’accords et de grands changements
internationaux (1971,1973,1979,1985,1987,
1989-1990,1993...).
Tableau 2
algorithme d'inférence causale
Nous avons retenu la période entre début 1983 et les
Accords du Nyborg de septembre 1987 pendant
laquelle pratiquement aucune intervention des
Banques Centrales française et allemande n’ont été
répertoriées, ce qui va nous permettre d’étudier les
liens de causalité entre les politiques monétaires
française et allemande au cours de l’ancien SME, à
savoir avant 1983, et du nouveau SME, après 1987, et
de comparer nos résultats à ceux d’études existantes
récentes. Au cours de cette période, le SME est resté
un pôle de stabilité jusqu’à la mise en place de
nouvelles règles régulant les interventions au sein de
l’ERM en septembre 1987. Elle exclut les périodes
de réalignements fréquents du franc (FRF) et du
Deutsche Mark (DEM) au début des années
quatre-vingt
[15] ainsi que l’expérience inflationniste
de la France en 1981-1982 et les périodes de
turbulences liées à la Réunification allemande, à la
libéralisation des flux de capitaux et à la rupture du
SME fin 1992.
Mais ce choix de période de référence nécessite une
analyse plus fine faisant appel à une étude
économétrique de stabilité réalisée sur nos données
pour affiner la période stable et poursuivre
l’application de cette méthode.
Caractérisation des données
Description et abréviations
Nos variables d’intérêt sont les taux d’intérêt à court
terme allemand s et français co nsidérés
conditionnellement aux taux courts américains ainsi
qu’au taux long, au taux d’inflation et à l’écart
conjoncturel domestiques. Les données mensuelles
utilisées proviennent des Principaux Indicateurs
Economiques de l’OCDE de 1979 :3 à 1996 :10. Les
taux d’intérêt allemands, français et américains à
court terme, Ra, Rf et Reu, ainsi que les taux longs
alleman ds et français, RLa et RLf, sont
respectivement le PIBOR (à partir de 1986) et le
FIBOR à trois mois se référant au taux interbancaire
offert à trois mois sur le marché de Paris ou de
Francfort, le taux des certificats de dépôt à trois mois
ainsi que les taux d’intérêt des obligations publiques
et semi-publiques. Nous utilisons les logarithmes de
l’indice des prix à la consommation ainsi que de
l’indice de production industrielle dont on a extrait la
tendance pour mesurer respectivement l’inflation en
glissement annuel et l’écart conjoncturel (infla, inflf,
ECLa et ECLf).
Graphique 1
graphe des taux courts allemands,
américains et français
[16] 
Tests de racines unitaires ADF et de cointégration
(1979 :3-1996 :10)
D’après le test de racine unitaire de Dickey-Fuller
augmenté (ADF), les cinq taux d’intérêt, Ra, Rf, Reu,
RLa et RLf, et les deux taux d’inflation, infla et inflf,
sont intégrés d’ordre un et les deux écarts
conjoncturels, ECLa et ECLf sont stationnaires. Le
test de Boswijk (1992,1994)
[17] conduit à accepter
l’existence d’une relation de cointegration entre les
taux courts français, allemands, américains, le taux
long et le taux d’inflation français et d’une
quasi-relation de cointégration entre les trois taux
courts, le taux long et le taux d’inflation allemands. Il
conduit en effet à rejeter à 5% la nullité des niveaux
retardés des taux Ra, Rf, Reu, RLf et inflf d’une part et
des taux Rf, Reu, RLf et inflf d’autre part dans les
équations conditionnelles et marginales des taux
français respectivement
[18], et à 10% les niveaux Ra,
R eu, infla, RLa et Rf dans les équ ation s
allemandes
[19]. Compte tenu de la présence d’une
relation stable entre les différents taux dans les
équations françaises, nous incluons, dans toutes les
équations, les niveaux retardés des cinq taux dans
une modélisation à correction d’erreur afin de
prendre en compte cette information supplémentaire
et d’enrichir la dynamique de court terme à celle de
long terme.
Spécification des distributions
L’objectif de considérer les distributions marginales
des taux allemands et français
[20] comme des
fonctions de réaction de banques centrales, nous
amène à introduire comme covariables le taux court
américain ainsi que le taux long, le taux d’inflation et
l’écart conjoncturel domestiques
[21]. De plus,
l’instabilité provoquée par l’omission de telles
covariables pourrait être interprétée à tort comme un
changement de politique monétaire allemande ou
française au lieu d’une rupture issue de la mauvaise
spécification du modèle. L es régressions
conditionnelles « larges » en différences sont
modélisées en régressant la variable dépendante en
différences, le taux français de court terme par
exemple, sur une constante, trois retards de la
variable dépendante en différence ainsi que sur les
valeurs présentes et passées des variables
indépendantes, que sont les taux courts allemand et
américain et les régresseurs domestiques que sont le
taux long, le taux d’inflation et l’écart conjoncturel
français
[22]. La régression marginale « large » est
modélisée comme l’équation conditionnelle dans
laquelle sont exclus les taux allemands dans notre
exemple. Les niveaux retardés d’une période de
toutes les variables sont inclus dans les régressions.
La stabilité
[23] et les tests de spécification
[24] sont
vérifiés pour les quatre modèles sur la période
1983 :1-1987 :8. Les régressions conditionnelles et
marginales pour les taux allemands et français sont
respectivement notées
Pour l’ensemble des régressions sur la période
stable, les résidus récursifs sont largement situés à
l’intérieur de leur intervalle de confiance et les
statistiques des trois tests de Chow sont toutes
inférieures au seuil à 5%.
Sélection des modèles parcimonieux
On procède ensuite à une simplification des
régressions « larges » en supprimant les variables
peu significatives par la démarche du « général au
particulier » proposée par Hendry. À chaque variable
enlevée, nous avons testé de nouveau la stabilité de la
régression ainsi que la normalité, le pouvoir
explicatif des régresseurs et les non-autocorrélations
AR et ARCH des résidus afin de conserver les
bonnes propriétés. Un test de Chow (1960)
« classique » de la première moitié de l’échantillon
contre l’échantillon complet et un test de nullité des
coefficients des variables exclues des régressions
larges noté PARCI sont également présentés
[25].
Tous ces tests sont satisfaits excepté celui de
normalité pour D Rf( |.), la marginale des taux
M français. Les modèles parcimonieux pour les deux
variantes sont les suivants :
Tableau 3
régressions parcimonieuses sur la période stable (1983:1-1987:8)
Stabilité relative des relations et inférence causale
Cette nouvelle étape consiste à étudier la stabilité
relative des quatre régressions conditionnelles et
marginales en dehors des périodes stables. Pour cela,
nous testons la stabilité de chaque régression
projetée « forward » (vers l’avant) et « backward »
(vers l’arrière) à l’aide des MCO récursifs initialisés
sur la période stable. Les tests de stabilité reportés
dans le tableau 4 suivant sont les tests de Chow
récursifs (test récursif à un pas, test à base constante
et test à horizon constant) dont les statistiques sont
explicitées en annexes.
Projections hors période stable
Les trois tests de stabilité (tableau 4), que sont les
tests de Chow récursifs à un pas, à base et à horizon
constants, ainsi que les graphiques des coefficients et
résidus récursifs (graphiques 4 à 11 en annexe)
permettent de déterminer le comportement de
stabilité relative des régressions au cours des
sous-échantillons précédant et succédant la période
stable et de mettre en évidence les points de rupture
dans le processus de détermination des taux
allemands et français. Trois constatations découlent
de cette étude de stabilité relative.
Au regard des trois tests de stabilité, les régressions
projetées « backward » et « forward » sont toutes
instables sur les trois sous-périodes, exceptée la
régression marginale des taux allemands sur la
période 1992 :9-1996 :10 pour laquelle tous les tests
concluent à la stabilité. Deux points de rupture
communs au x rég ressions marginale et
conditionnelle d’une variable semblent se distinguer
en termes de changement structurel : 1981 :3 et
1992 :9 respectivement pour les équations de taux
allemands et français. Enfin, on peut remarquer que
les régressions marginale et conditionnelle des taux
allemands sur la première so us-p ériode
(1982 :12-1979 :3) apparaissent peu dissociables en
termes d’instabilité. De même, sur la troisième
so us-p ériode (19 92 :9-1996 :1 0), les deu x
régressions de taux français sont semblables et
l’introduction des taux allemands dans les taux
français n’apporte rien en termes de stabilité.
Les graphiques des coefficients et des résidus
récursifs constituent une information essentielle
quant à la datation des points de rupture. Sur la
première sous-période, ils confirment l’existence
d’un point de rupture brutal au début de l’année 1981
pour les régressions marginale et conditionnelle
« backward » des taux allemands ainsi que pour
l’équation marginale des taux français. D’autre part,
ils rendent compte du profil semblable des
régressions marginale et conditionnelle allemandes
sur cette période. Au regard de ces coefficients, la
conditionnelle des taux français semblerait plus
stable, ne laissant apparaître aucun changement
structurel clair. L’introduction des taux allemands
semble de ce fait stabiliser la régression des taux
français. Sur les deux derniers sous-échantillons
hors période stable, ils indiquent l’existence de
ruptures importantes fin 1992 et en 1995, communes
aux deux régressions « forward » des taux français.
Après un choc important en 1990 et un moindre en
1991, seule la régression marginale des taux
allemands se stabilise complètement. Après une
rupture autour de 1992, en revanche, la régression
conditionnelle des taux allemands se déstabilise
légèrement autour de 1994. Les résidus récursifs de
cette dernière marquent que la fin de l’année 1987 est
bien la fin de la période stable.
Tableau 4
tests de stabilité
Interprétation des points de rupture et ordre
causal
L’étude économétrique précédente nous a permis
d’étudier la stabilité relative économétrique.
Complétée par l’analyse institutionnelle de
l’ensemble des points de rupture
[26] et l’ordre
temporel de leur sortie, elle nous permet d’obtenir,
dans un premier temps la nature de l’intervention et,
dans un second temps, l’ordre causal. Le tableau 5
suivant synthétise cette information nécessaire à la
détermination de l’ordre causal : la stabilité relative
(précédemment analysée) ainsi que l’examen
historique des points de rupture issus du test récursif
à un pas
[27].
De cette analyse de stabilité relative associée à
l’examen historique des points de rupture, on peut en
déduire trois remarques quant au sens de causalité au
cours des trois sous-périodes examinées. Sur le
sous-échantillon précédant la période stable
(1979-1983), les taux allemands causent les taux
français au sens de Hoover. La politique monétaire
allemande est indépendante et permet de contrôler
les taux français par l’intermédiaire des taux
allemands. En effet, les interventions de politique,
essentiellement françaises, ne se transmettent pas
aux paramètres marginaux des taux allemands,
marquant l’indépendance des taux allemands et leur
contrôle sur les taux français. La fin de la période
stable marque ensuite le début d’une indépendance
des taux français par rapport aux taux allemands au
cou rs des années 1987-19 88 su ivi d’une
"symétrisation" du SME matérialisée par une
causalité mutuelle entre les taux allemands et
français fin 1988. Enfin, les difficultés rencontrées
par le SME fin 1992 marquent un retournement de
causalité en faveur d’une causalité unidirectionnelle
des taux allemands vers les taux français, et donc
d’une plus grande asymétrie dans le SME. En effet,
après 1992, plus aucune intervention allemande
n’est identifiée. La politique monétaire allemande
est stable et l’Allemagne redevient l’ancre du SME.
La nature du système a évolué au cours du temps
suite aux trois épisodes de bouleversements de 1983,
1987 et 1992, passant d’un système asymétrique
avant 1983 à un système symétrique entre 1987 et
1992 de nouveau plus asymétrique après 1992. On
peut noter que l’indépendance de l’Allemagne
observée entre 1991 et 1992 amorce déjà ce
mouvement "d’asymétrisation" du SME.
Gros et Thygesen (1998, chapitres 3 et 4) apportent
plusieurs justifications aux trois précédents résultats
que nous venons de mettre en évidence. La période
1979-1983 est marquée par un fonctionnement agité
du SME, soumis à de nombreux réalignements des
monnaies et d’attaques spéculatives, notamment sur
le FRF en 1982. L’asymétrie se manifeste durant
cette période par des variations fortes des taux
d’intérêt français au cours des phases de turbulence
précédant les réalignements des monnaies, les taux
allemands n’étant que très peu affectés par ces
derniers, et par un manque de coordination des
politiques monétaires françaises et allemandes.
L’examen des points de rupture révèle en effet une
indépendance marquée de la politique monétaire
allemande.
Au cours du nouveau SME après 1987, Gros et
T hygesen (1998) dis tinguent aussi deu x
sous-périodes avant et après septembre 1992. La
première correspond à une période de convergence,
de coordination des politiques monétaires en termes
de rigueur, de désinflation, d’engagements et
d’amélioration en crédibilité pour l’ensemble des
partenaires européens, notamment pour la France.
Les différentiels de taux d’intérêt et d’inflation des
membres européens avec ceux de l’Allemagne se
réduisent. La marche vers l’Union Monétaire est
enclenchée dès les Accords de Basel-Nyborg,
première étapevers un système plus symétrique. « Le
SME est graduellement perçu sur cette période
comme un mécanisme implicite de coordination à
travers lequel les pays qui partagent le vaste objectif
de stabilité interne et externe peuvent améliorer leurs
performances en respectant les règles du système et,
en particulier, en maintenant du mieux qu’ils
peuvent la stabilité de leur taux de change par rapport
au DEM. » (Gros et Thygesen, 1998, page 83). Selon
Wiedland (1997), cette période jusqu’à la rupture de
1992 marque un mouvement de convergence entre
les membres et un plus grand rôle de la France au sein
du SME. Nos tests de causalité au sens de Hoover
révèlent en effet une causalité mutuelle des
politiques monétaires française et allemande ainsi
qu’une plus grande autonomie de la politique
monétaire française entre 1987 :10 et 1988 :7, au
moment où la Banque de France affirme d’une part,
sa crédibilité par une politique monétaire stricte de
désinflation et de défense du franc et d’autre part, son
rôle au sein du SME. La politique monétaire
allemande ne semble pas indépendante aux
développements du SME et à la politique monétaire
de la France et de ses partenaires européens, qui tend
même à être déterminée par ces dernières (Gros et
Thygesen 1998, page 177). La Réunification
allemande de 1990 et son effet inflationniste ne
renversent pas cette causalité mais renforcent au
contraire l’autonomie de la politique monétaire
française, affaiblissant ainsi le rôle leader de
l’Allemagne au sein du SME et notamment par
rapport à la France (Gardner et Perraudin 1993).
D’après Jacq, Jondeau, Sédillot (1993), la
convergence des taux aurait été facilitée par l’effet
inflationniste de la Réunification allemande
d’octobre 1989. Pourtant, dès 1991, l’Allemagne
adopte une politique non coopérative fondée sur des
objectifs internes, mais ne bouleversant pas pour
autant le sens de causalité.
Tableau 5
étapes d’identification et de discrimination
Cependant, la période qui suit la rupture du
mécanisme de change européen en 1992, qualifiée
par Gros et Thygesen (1998) de « phase de
turbulences », est de nouveau marquée pratiquement
jusqu’à la fin de l’année 1996 par d’importants et
fréquents réalignements des monnaies, de
divergences dans les taux d’inflation européens, de
conflits quant aux politiques macro-économiques
allemandes et européennes et de tensions qui
semblent affecter le sens de causalité des taux
d’intérêt en faveur d’une plus grande asymétrie.
Selon Gros et Thygesen (1998, page 99), « la
combinaison d’une récession forte en Europe,
l’arrivée du nouveau gouvernement français en avril
1993 engagé à mener une politique agressive de
baisse des taux d’intérêt, a graduellement augmenté
les tensions au sein du SME ». Au regard du tableau
5, ces événements (1993 :4) contribuent de nouveau à
renforcer l’indépendance et l’hégémonie de la
politique monétaire allemande face à la politique
monétaire française. En effet, en 1993, Gros et
Thygesen (1998) soulignent l’existence de tensions
concernant le resserrement de la politique monétaire
allemande ainsi que le refus de la Bundesbank de
baisser ses taux d’intérêt jusqu’à l’élargissement des
marges de fluctuations. Les élections de mai 1995 en
France provoquent de nouvelles inquiétudes quant à
la possibilité d’une éventuelle hausse de l’inflation
et renforcent l’indépendance de la politique
monétaire allemande (1995 : 3).
Éléments de conclusion
Dans cette étude de causalité entre taux allemands et
français, nous avons réexaminé la validité de
l’hypothèse du caractère asymétrique du SME au
profit de l’Allemagne au cours des trente dernières
années, en adoptant une approche alternative en
termes de contrôlabilité, fondée sur l'information
apportée par les changements structurels (Hoover,
1990). Dans ce but, nous avons analysé les propriétés
d’invariance des distributions marginales et
conditionnelles des taux d’intérêt français et
allemands face à une série d’interventions sur les
paramètres de contrôle interprétables. À la question
si les ruptures du SME en 1987 et 1992, en tant
qu’interventions de politique monétaire, ont remis
en cause le principe fondateur de symétrie au sein du
SME, et notamment entre les deux principaux
partenaires du SME que sont l’Allemagne et la
France, cette étude apporte une réponse nuancée,
tout en ne contredisant pas les résultats de la
littérature existante. Nous concluons que le SME a
fonctionné de façon asymétrique au profit de
l’Allemagne avant 1987, malgré la présence de
l’influence américaine sur l’évolution des taux
européens, et de façon symétrique entre 1987 et
1992, laissant ainsi s’amoindrir le contrôle des taux
allemands sur les taux français et la politique
monétaire française prendre de l’autonomie.
Cependant, nos résultats suggèrent aussi que ce
fonctionnement symétrique du SME n’a été que
temporaire. En effet, la rupture structurelle de 1992
donne fin à ce fonctionnement coopératif du système
et l’Allemagne redevient l’économie dominante du
système. Cet exercice illustre l’intérêt de réaliser de
véritables expériences de contrôle intervenant sous
forme d’expériences naturelles. La simulation d’un
changement de politique comme intervention sur un
paramètre marginal de par ses implications en termes
d’invariance en est une forme intéressante.
Annexe
Graphiques 1 à 3
taux d’intérêt de long terme, taux
d’inflation et écarts conjoncturels français et
allemands 
Encadré : tests de stabilité
Tests de stabilité
Chow (1960) :
Ce test est un test de prévision lorsque l’horizon H est ajouté
à l’échantillon de base T, N étant le nombre total
d'observations de l'échantillon (N=T+H). Ce test de
constance peut revenir à un test de significativité du
coefficient d’une variable muette valant 1 en T, T
représentant alors le point de rupture. L’autre possibilité
consiste à effectuer deux régressions pour les T premières
observations et les H autres. La statistique de test est la
suivante :
où H0 est l’hypothèse nulle de constance des paramètres.
Une estimation récursive peut être faite pour chaque point
de rupture possible dans le cas par exemple où le point de
rupture est inconnu. Ce sont les trois tests suivants,
variantes du test de Chow (1960).
Test récursif à un pas (UN-PAS) :
Il est généralement nommé en anglais ou dans les logiciels
one-step-ahead sequential Chow test ou one-step forecast
test.
(2) Pour t = T,...,N on a :
Dans le tableau 4, ne sont reportées que la valeur de la
statistique non normalisée par sa valeur critique à 5% , la
date de la statistique maximum du test de Chow récursif à
un pas et la statistique du « ratio » qui fournit le ratio du
nombre de rejets de l’hypothèse nulle sur le nombre total de
statistiques. En grands échantillons normalement, avec une
valeur critique à 5%, environ 5% des statistiques vont être
supérieures à la valeur critique.
Test séquentiel à horizon constant (H-C) :
Il est nommé Constant-horizon sequential Chow test,
break-point F-test ou encore N decreasing Chow test (Nâ
dans PC GIVE car l’horizon H de prévision décroît de
gauche à droite, c’est-à-dire que le nombre de prévisions va
de N-T+1 à 1).
Ce test compare la régression pour t = 1,...N à celle pour
t =1,...,T-1 (si T-1 représente la dernière observation avant
la rupture) puis à celle pour t =1,...,T, et puis à celle pour
t =1,...,N -1.
La statistique de test est la suivante :
L’hypothèse nulle est celle du modèle de 1 à N (avec
contrainte de constance des paramètres), et l’hypothèse
alternative de n’importe quel changement de t à N. Si t est
le point de rupture, ce test va tendre à accepter la stabilité
après t et la rejeter avant. Nous ne reportons dans le tableau
4 que la valeur (non normalisée) et la date de la statistique
de Chow maximum. Il est bien sûr intéressant de regarder
l’ensemble des autres statistiques (maxima locaux) afin de
détenir une idée générale de la localisation des points de
rupture.
Test séquentiel à période de base constante (B-C) :
C’est aussi ce qu’on appelle plus communément le
Constant-base sequential Chow test.
Il est noté N↑ dans PC GIVE car l’horizon de prévision
augmente de T à t (t = T,...,N). La statistique est la suivante :
L’hypothèse nulle est celle du modèle de 1 à T-1 (période
de référence comme nos périodes tranquilles), et
l’hypothèse alternative de n’importe quel changement de T
à N. T représente, soit la première observation de la période
tranquille soit la dernière, suivant que l’on projette
« backward » ou « forward ». Nous résumons l’information
contenue dans ce test par la date à laquelle la statistique de
Chow excède pour la première fois la valeur critique à 5%
(B-C dans le tableau 4). Ces deux derniers tests ne sont pas
indépendants, à savoir que la statistique de test d’une étape
dépend de la statistique de l’étape précédente. C’est pour
cette raison que l’on arrête la procédure séquentielle dès
qu’une rupture est identifiée. Le seul qui soit indépendant,
et qui assure que le point de rupture détecté soit bien un vrai
point de rupture et non le résultat d’une accumulation
d’instabilité de provenance antérieure, est le test récursif à
un pas.
table et
attaques du FRF. Détente des taux à court
Cahiers Économiques et Monétaires, Études Économiques de l’OCDE, Allemagne et France. Weber (1991).
Graphiques 4
coefficients et tests de Chow récursifs sur 82 :12-79 :3 pour DC (Rf|Ra,.) 
Graphiques 5
oefficients et tests de Chow récursifs sur 82 :12-79 :3 pour DM (Ra|.) 
Graphiques 6
coefficients et tests de Chow récursifs sur 82 :12-79 :3 pour DC (Ra|Rf,.) 
Graphiques 7
coefficients et tests de Chow récursifs sur 82 :12-79 :3 pour DM (Rf|.) 
Graphiques 8
coefficients et tests de Chow récursifs sur 87 :9-96 :12 pour DC (Rf|Ra,.) 
Graphiques 9
coefficients et tests de Chow récursifs sur 87 :9-96 :12 pour DM (Ra|,.) 
Graphiques 10
coefficients et tests de Chow récursifs sur 87 :9-96 :12 pour DC (Ra|Rf,.) 
Graphiques 11
coefficients et tests de Chow récursifs sur 87 :9-96 :12 pour DM (Rf|.) 
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NOTES
[(*)]
EUREQua, Université Paris I Panthéon-Sorbonne.
Email : ppodevin@ univ-paris1. fr.
EUREQua, Université Paris I Panthéon-Sorbonne.
Email : ppodevin@ univ-paris1. fr.
[(1)]La causalité au sens de Granger est fondée sur le critère
statistique de variance minimale des erreurs de prévision au
sens d’une meilleure capacité explicative des réalisations
passées d’une variable sur une autre.
La causalité au sens de Granger est fondée sur le critère
statistique de variance minimale des erreurs de prévision au
sens d’une meilleure capacité explicative des réalisations
passées d’une variable sur une autre.
[(2)]Il s’agit ici d’une contrôlabilité de A sur B au sens d’un
contrôle des paramètres structurels du processus gouvernant
A sur B. Se reporter aux articles de Hoover (1990,1991) pour
un développement plus approfondi.
Il s’agit ici d’une contrôlabilité de A sur B au sens d’un
contrôle des paramètres structurels du processus gouvernant
A sur B. Se reporter aux articles de Hoover (1990,1991) pour
un développement plus approfondi.
[(3)]Généralement, on considère que les mesures de politiques
micro-économiques, qui laissent inchangée la situation de
certains ensembles de "contrôle", fournissent de meilleurs cas
pour les "expériences naturelles". Se reporter à Meyer (1995).
Généralement, on considère que les mesures de politiques
micro-économiques, qui laissent inchangée la situation de
certains ensembles de "contrôle", fournissent de meilleurs cas
pour les "expériences naturelles". Se reporter à Meyer (1995).
[(4)]Se reporter à Gros et Thygesen (1998) pour une approche
globale et à Hénin, N’Diaye et Podevin (2000) pour une étude
économétrique quant à l’impact de la rupture de 1992 sur les
comportements économiques des partenaires européens.
Se reporter à Gros et Thygesen (1998) pour une approche
globale et à Hénin, N’Diaye et Podevin (2000) pour une étude
économétrique quant à l’impact de la rupture de 1992 sur les
comportements économiques des partenaires européens.
[(5)]Pour une autre intuition de ces propositions, se reporter à
l’exemple théorique proposé par Walsh (1988).
Pour une autre intuition de ces propositions, se reporter à
l’exemple théorique proposé par Walsh (1988).
[(6)]Le cas de causalité inverse est symétrique et les résultats en
termes de stabilité sont renversés.
Le cas de causalité inverse est symétrique et les résultats en
termes de stabilité sont renversés.
[(7)]On peut dire qu’il y a une intervention authentique dans le
processus de Ra (cf. étape I dans tableau 1et 2) quand il existe
un point de rupture institutionnellement interprétable dans les
régressions marginale et conditionnelle de Ra. Voir Hoover et
Siegler (1998).
On peut dire qu’il y a une intervention authentique dans le
processus de Ra (cf. étape I dans tableau 1et 2) quand il existe
un point de rupture institutionnellement interprétable dans les
régressions marginale et conditionnelle de Ra. Voir Hoover et
Siegler (1998).
[(8)]On rappelle que, pour une classe d’interventions
spécifiques, une variable de décision est superexogène par
rapport aux paramètres d’intérêt lorsque ces derniers sont,
d’une part indépendants des paramètres de décision (ou
paramètres marginaux), et d’autre part invariants par rapport
aux interventions sur ces paramètres marginaux. Se reporter à
Engle, Hendry et Richard (1983), Engle et Hendry (1993) et
Hendry et Mizon (1998) pour une définition formelle des
applications et des développements.
On rappelle que, pour une classe d’interventions
spécifiques, une variable de décision est superexogène par
rapport aux paramètres d’intérêt lorsque ces derniers sont,
d’une part indépendants des paramètres de décision (ou
paramètres marginaux), et d’autre part invariants par rapport
aux interventions sur ces paramètres marginaux. Se reporter à
Engle, Hendry et Richard (1983), Engle et Hendry (1993) et
Hendry et Mizon (1998) pour une définition formelle des
applications et des développements.
[(9)]Voir Favero et Hendry (1992) page 269.
Voir Favero et Hendry (1992) page 269.
[(10)]Les périodes de tranquillité sont indicatives et la stabilité
statistique des paramètres doit être vérifiée.
Les périodes de tranquillité sont indicatives et la stabilité
statistique des paramètres doit être vérifiée.
[(11)]Toutes les estimations et les tests ont été réalisés sous PC
GIVE 8.00 et GAUSS 3.2.
Toutes les estimations et les tests ont été réalisés sous PC
GIVE 8.00 et GAUSS 3.2.
[(12)]Voir Hendry (1995).
Voir Hendry (1995).
[(13)]Les régressions doivent principalement satisfaire les
critères de normalité, de non-autocorrélation AR et ARCH des
résidus et de significativité des coefficients.
Les régressions doivent principalement satisfaire les
critères de normalité, de non-autocorrélation AR et ARCH des
résidus et de significativité des coefficients.
[(14)]Les différents tests de stabilité sont présentés en annexes.
Les différents tests de stabilité sont présentés en annexes.
[(15)]Henry et Weidmann (1995a) soulignent que les parités
dans le SME ont été ajustées sept fois entre mars 1979 et le
printemps 1983.
Henry et Weidmann (1995a) soulignent que les parités
dans le SME ont été ajustées sept fois entre mars 1979 et le
printemps 1983.
[(16)]Les autres séries sont représentées en annexes.
Les autres séries sont représentées en annexes.
[(17)]Ce test de non-cointégration se fait directement sur le
modèle ECM, non pas en introduisant la relation de
cointégration estimée préalablement au cours d’une première
étape, mais en introduisant directement dans le modèle les
niveaux retardés des variables. Les valeurs critiques sont lues
dans les tables de Boswijk (1994). On accepte l'hypothèse
nulle de non-cointégration lorsque la nullité des coefficients
des niveaux retardés est acceptée.
Ce test de non-cointégration se fait directement sur le
modèle ECM, non pas en introduisant la relation de
cointégration estimée préalablement au cours d’une première
étape, mais en introduisant directement dans le modèle les
niveaux retardés des variables. Les valeurs critiques sont lues
dans les tables de Boswijk (1994). On accepte l'hypothèse
nulle de non-cointégration lorsque la nullité des coefficients
des niveaux retardés est acceptée.
[(18)]Ces résultats sont également confirmés par le test d’Engle
et Granger (1987).
Ces résultats sont également confirmés par le test d’Engle
et Granger (1987).
[(19)]On remarque que les objectifs domestiques et de
politiques monétaires étrangères sont neutres à long terme
dans les équations de taux court.
On remarque que les objectifs domestiques et de
politiques monétaires étrangères sont neutres à long terme
dans les équations de taux court.
[(20)]On entend par distribution marginale des taux allemands,
la distribution marginalisée par rapport aux taux français.
On entend par distribution marginale des taux allemands,
la distribution marginalisée par rapport aux taux français.
[(21)]Le taux d’intérêt français peut être affecté par les
influences d’un certain nombre de facteurs au-delà du taux
d’intérêt allemand, comme celui du reste du monde reflété
dans notre analyse par le taux américain (pour une
justification, se reporter aux travaux de Artus et alii, 1991 et
Hassapis et alii, 1999), le taux d'inflation ou l'écart
conjoncturel domestiques. Une fonction de réaction autorisant
aussi la présence du taux long domestique comme nous le
suggérons ici, reflète l'hypothèse selon laquelle la Banque
Centrale tend à resserrer la politique lorsque le taux long est
élevé. Selon McCallum (1994), le taux long fournit non
seulement un bon indicateur d'expansion monétaire mais aussi
un bon prédicteur de la croissance future du PNB. Se reporter
aux travaux de Belhomme (1990,1992) et Rudebusch (1995),
pour une évaluation quant à l'apport prédictif de la structure par
termes aux taux courts anticipés.
Le taux d’intérêt français peut être affecté par les
influences d’un certain nombre de facteurs au-delà du taux
d’intérêt allemand, comme celui du reste du monde reflété
dans notre analyse par le taux américain (pour une
justification, se reporter aux travaux de Artus et alii, 1991 et
Hassapis et alii, 1999), le taux d'inflation ou l'écart
conjoncturel domestiques. Une fonction de réaction autorisant
aussi la présence du taux long domestique comme nous le
suggérons ici, reflète l'hypothèse selon laquelle la Banque
Centrale tend à resserrer la politique lorsque le taux long est
élevé. Selon McCallum (1994), le taux long fournit non
seulement un bon indicateur d'expansion monétaire mais aussi
un bon prédicteur de la croissance future du PNB. Se reporter
aux travaux de Belhomme (1990,1992) et Rudebusch (1995),
pour une évaluation quant à l'apport prédictif de la structure par
termes aux taux courts anticipés.
[(22)]Seuls trois retards sont pris en compte dans cette
spécification étant donné le faible nombre de points sur la
période stable. Ils suffisent cependant à blanchir les résidus.
Seuls trois retards sont pris en compte dans cette
spécification étant donné le faible nombre de points sur la
période stable. Ils suffisent cependant à blanchir les résidus.
[(23)]Ce test de stabilité est un test de Chow classique, de la
première moitié de l'échantillon contre l'échantillon total. Les
trois tests de Chow récursifs et le graphique des résidus
récursifs pour les quatre régressions sur la période stable
confirment également la stabilité.
Ce test de stabilité est un test de Chow classique, de la
première moitié de l'échantillon contre l'échantillon total. Les
trois tests de Chow récursifs et le graphique des résidus
récursifs pour les quatre régressions sur la période stable
confirment également la stabilité.
[(24)]Ces tests de diagnostic sont la significativité des
coefficients, le test de normalité de Jarque et Bera, le test LM
d'autocorrélation, dont l'hypothèse nulle est celle de résidus
bruits blancs, et un test de constance de la variance des résidus
contre une structure ARCH de ces derniers.
Ces tests de diagnostic sont la significativité des
coefficients, le test de normalité de Jarque et Bera, le test LM
d'autocorrélation, dont l'hypothèse nulle est celle de résidus
bruits blancs, et un test de constance de la variance des résidus
contre une structure ARCH de ces derniers.
[(25)]Le test de cointégration de Boswijk dans les régressions
parcimonieuses sur le sous-échantillon de la période stable
n’est pas présenté. La nullité des niveaux retardés des variables
non-stationnaires est systématiquement rejetée dans les quatre
régressions.
Le test de cointégration de Boswijk dans les régressions
parcimonieuses sur le sous-échantillon de la période stable
n’est pas présenté. La nullité des niveaux retardés des variables
non-stationnaires est systématiquement rejetée dans les quatre
régressions.
[(26)]L’essentiel de l’information contenue dans les données
quant au sens de causalité ne se révèle pas qu’à travers une
seule grande intervention (Perez, 1998), mais à travers
l’ensemble des points de rupture tout entier.
L’essentiel de l’information contenue dans les données
quant au sens de causalité ne se révèle pas qu’à travers une
seule grande intervention (Perez, 1998), mais à travers
l’ensemble des points de rupture tout entier.
[(27)]Se reporter à l’algorithme d’inférence causale.
Se reporter à l’algorithme d’inférence causale.
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