Accueil Revues Revue Numéro Article

Economie & prévision

2004/2 (no 163)


ALERTES EMAIL - REVUE Economie & prévision

Votre alerte a bien été prise en compte.

Vous recevrez un email à chaque nouvelle parution d'un numéro de cette revue.

Fermer

Article précédent Pages 33 - 49 Article suivant

A long terme, tout est endogène, et nous sommes tous morts.

Flandreau et Maurel (2001), p. 19
1

Selon la Commission (1990), une intégration plus étroite entraîne une moindre fréquence des chocs asymétriques et des cycles économiques mieux synchronisés entre pays. Mais pour Krugman (1993), une intégration plus étroite égale une plus forte spécialisation et apporte donc un risque plus élevé de chocs idiosyncrasiques. Le présent article cherche à déterminer lequel de ces deux arguments est corroboré par les données disponibles sur les Peco (Pays d’Europe Centrale et Orientale). Ceci est fait en confrontant l’évolution dans le temps des coefficients caractérisant l’asymétrie des chocs d’offre et de demande, aux indicateurs d’intensité des échanges et de taux de change. Nous constatons que (i) une intensité accrue des échanges commerciaux mène à une plus forte symétrie des chocs de demande et l’effet de l’intégration au niveau de l’asymétrie des chocs d’offre est variable d’un pays à l’autre ; (ii) une réduction de la volatilité des taux de change a un impact positif sur la convergence des chocs de demande. Les résultats confirment donc la position de la Commission européenne, et aussi l’argument de Kenen (2001) selon lequel l’impact de l’intégration commerciale sur l’asymétrie des chocs dépend des types des chocs.

2

Le 1er mai 2004, dix pays - Chypre, la République tchèque, l’Estonie, la Hongrie, la Lettonie, la Lituanie, Malte, la Pologne, la Slovaquie et la Slovénie - ont adhéré à l’Union européenne [1][1] L’adhésion de la Bulgarie et de la Roumanie est prévue.... Dès lors, la question de partager ou non une politique monétaire commune se pose. Est-il opportun, pour les nouveaux pays membres, d’adhérer à l’Union Européenne Monétaire (UEM), ou plutôt de différer de plusieurs années l’adoption de l’euro ? Un examenapprofondide cesujet est un défi qui dépasse les ambitions de notre étude. Dans le présent article, nous nous concentrons sur certains éléments des coûts afférents à l’adhésion à la zone euro, à savoir le degré de symétrie des chocs entre l’UE et les nouveaux pays membres, avec l’objectif d’identifier les effets de l’intégration économique sur la synchronisation des chocs.

3

La question de l’asymétrie des chocs a attiré une attention particulière grâce au développement de la théorie des zones monétaires optimales (ZMO), théorie issue des travaux de Mundell (1961), McKinnon (1963) etKenen (1969). Selonles critères classiques de ZMO, deux pays ou régions bénéficieront de la création d’une union monétaire, s’ils sont caractérisés par une grande similarité des cycles économiques, ont des liens commerciaux forts entre eux, et s’ils disposent d’un mécanisme d’ajustement efficace [2][2] e. g. la mobilité de la main-d’œuvre, la flexibilité... susceptible d’atténuer les effets négatifs des chocs asymétriques [3][3] Il y a une tendance dans la littérature, à utiliser.... C’est le premier critère qui est souvent considéré comme le plus important. En effet, si les cycles économiques de deux pays sont très synchronisés, ou, autrement dit, si ces pays sont exposés à des chocs symétriques, la mise en place d’une politique monétaire commune n’introduira pas de déséquilibre entre ces pays. Autrement dit, une plus forte symétrie des chocs entre pays veut dire, inter alia, qu’il sera moins coûteux pour ces pays de partager une politique monétaire commune. C’est pourquoi autant d’intérêt a été prêté à l’estimation du degré d’asymétrie des chocs entre pays ou régions. En ce qui concerne les pays candidats, des études empiriques n’ont commencé à apparaître que récemment, au moment où des séries suffisamment longues dans le temps deviennent disponibles. Les données encore peu étoffées semblent indiquer que quelques Peco ont atteint une certaine synchronisation de leurs cycles commerciaux avec l’UE, au moins du côté de la demande [4][4] Voir Boone et Maurel (1998,1999a, 1999b), Horvath (2002a),.... Toutefois, il a été en général souligné que la période de transition est trop courte pour permettre de tirer des conclusions sérieuses. Pour cette raison, nous concentrons nos efforts sur l’analyse de la sensibilité au choix des pays, périodes, et schémas d’identification.

4

Au-delà des efforts pour le mesurer, une autre question concerne le lien entre intégration économique et asymétrie des chocs. C’est là que la question d’endogénéité se pose. L’endogénéité des critères de ZMO est formulée dans l’esprit de la critique de Lucas : l’union monétaire affecte les critères de ZMO sous-jacents dans le sens qu’il est plus probable de les réunir ex post, avec l’approfondissement de l’intégration monétaire et commerciale [5][5] Le terme “endogénéité des critères de ZMO” a été introduit.... E n pratique, l’argument d’endogénéité veut dire qu’un changement politique (tel que des démarches visant à établir une union monétaire) a un impact sur l’asymétrie des chocs. Il existe deux opinions contradictoires à ce sujet, qualifiées par De Grauwe (1997) respectivement de “position de la Commission européenne” et “position de Krugman”. Selon la Commission (1990), une intégration plus étroite entraîne une moindre fréquence des chocs asymétriques, et des cycles économiques mieux synchronisés entre pays. D’autre part, selon Krugman (1993), une intégration plus étroite entraîne une plus forte spécialisation, et apporte donc un risque plus élevé de chocs idiosyncrasiques. Fondé sur les données d’un groupe de pays en transition qui ont vu l’ouverture de leurs échanges commerciaux s’améliorer et leur intégration économique avec l’Union européenne s’approfondir significativement dans les dix dernières années, le présent article cherche à déterminer lequel de ces deux arguments est corroboré par les données disponibles. Comme les échanges des Peco avec l’Union ont augmenté de manière significative au cours de la période de transition, et plusieurs pays candidats ont fixé leurs monnaies nationales par rapport au mark allemand, ultérieurement remplacé par l’euro, nous avons devant nous une sorte d’expérience naturelle pour tester l’argument d’endogénéité.

5

Pour ce qui est de la méthodologie, nous appliquons une procédure d’autorégression vectorielle bivariée proposée par Blanchard et Quah (1989), s’appuyant, sur le plan théorique, sur un modèle à prix rigides en économie ouverte, afin d’identifier les chocs d’offre et de demande pour les nouveaux pays membres, en prenant comme référence soit l’Allemagne, soit les 15 pays communautaires agrégés. Ensuite, en utilisant la technique de filtrage de Kalman de la manière préconisée par B oone (1997), nous construisons une corrélation des chocs dans le temps, entre les pays candidats et respectivement les 15 pays communautaires ou l’Allemagne. Les résultats sont conformes aux estimations antérieures (Babetskii, Boone, Maurel, 2004 et 2002) et montrent des tendances plus prononcées. Notamment, les résultats démontrent que les chocs de demande ont convergé (vers des niveaux comparables à certains pays membres existants, tels que l’Irlande, le Portugal, ou l’Espagne), tandis que l’on constate une asymétrie des chocs d’offre. À l’étape suivante, nous confrontons les estimations de l’évolution dans le temps de la convergence des chocs d’offre et de demande, à des indicateurs de commerce et de taux de change. Nous constatons (i) qu’une augmentation de l’intensité des échanges est accompagnéepar une plus grande symétrie des chocs de demande ; le résultat pour les chocs d’offre est ambigu; (ii) qu’une baisse de la volatilité des taux de change a un effet positif au niveau de la convergence des chocs de demande, et pas d’impact significatif sur les chocs d’offre. Les résultats pour les chocs de demande peuvent être interprétés en faveur de la position de la Commission, qui reprend en fait l’argument d’endogénéité de Frankel et Rose (1998) dans la discussion sur les critères de la zone monétaire optimale, et selon lequel les liens commerciaux et l’intégration monétaire réduisent l’asymétrie des chocs entre pays. D’une manière générale, nos résultats valident le point de vue de Kenen (2001), qui dit que l’impact de l’intégration commerciale sur l’asymétrie des chocs dépend des types des chocs.

6

L’article a la structure suivante : après cette brève introduction, la deuxième partie présente un aperçu de la littérature traitant des chocs et de l’intégration commerciale, et illustre certains faits “stylisés” sur les Peco. La troisième partie décrit les données et la méthodologie empirique. La quatrième partie tire les conclusions et parle de leur impact possible sur les décisions politiques.

Asymétrie des chocs et intégration : quels résultats attendons-nous ?

Mesurer l’asymétrie des chocs

7

Un certain nombre d’études cherchent à mesurer le degré d’asymétrie des chocs entre pays. Dans les études plus anciennes, lesréflexionssurleschocs ont été basées sur les corrélations entre les cycles du PIB réel, de la production industrielle ou les taux de change réels des pays concernés [6][6] Voir par exemple Cohen et Wyplosz (1989), Weber (1991),.... Or une telle approche ne permet pas de distinguer entre les chocs en tant que tels et les réactions aux chocs. Comme les deux éléments sont présents dans les séries réelles, des résultats similaires sur le plan des coefficients de corrélation pourraient être observés en présence de combinaisons différentes de chocs et de réponses aux chocs, par exemple, en cas de réactions symétriques à des chocs asymétriques ou réactions asymétriques à des chocs symétriques.

8

Blanchard et Quah (1989) proposent un procédé d’autorégression vectorielle bivariée (VAR) pour séparer les chocs des réponses. De plus, cette méthode permet d’identifier les origines des chocs : d’offre ou de demande. Blanchard et Quah (1989) définissent les chocs comme des combinaisons linéaires des résidus d’une représentation VAR bivariée, de la croissance réelle du PIB et de l’inflation. Les chocs d’un type (désignés comme “chocs de demande”) ont seulement un impact passager sur le niveauduPIB, tandisqu’un autre type de chocs (désignés comme “chocs d’offre”) peut avoir un impact durable sur le niveau du PIB.

9

Plus précisément, si l’onutilise lePIB et les prixréels comme valeurs entrant dans le modèle VAR, alors les chocs “de demande” sont définis d’une manière qui fait qu’ils n’ont d’impact durable ni sur le PIB, ni sur les prix, tandis que les chocs “d’offre” peuvent avoir un effet durable sur le PIB. La décomposition VAR est devenue un outil particulièrement populaire pour identifier les chocs, après son utilisation par Bayoumi et Eichengreen (1993,1996) en vue d’évaluer les similarités des cycles économiques dans le cas de l’intégration monétaire européenne. Toutefois, il faut avoir à l’esprit les limitations de la technique VAR. En particulier, la méthodologie ne distingue pas entre les perturbations d’offre ou de demande causées respectivement par des chocs domestiques ou extérieurs. La décomposition VAR est faite pays par pays; or, les fluctuations du PIB et des prix dans un pays peuvent être affectées par des chocs domestiques aussi bien que par des chocs extérieurs. Bien sûr, il est peu probable que, disons, les chocs tchèques affectent les fluctuations des fondamentaux macroéconomiques en Allemagne ou dans l’Union européenne. Toutefois, il semble plausible que les chocs allemands ou communautaires puissent affecter les Peco. Comme ilseraillustréà lasection 2.3, l’Allemagne et l’Union européenne sont des partenaires commerciaux importants, sinon majeurs des pays candidats. C’est pourquoi les résultats devraient être interprétés avec prudence. Le même niveau de symétrie des chocs entre deux pays peut correspondre à des combinaisons différentes de chocs extérieurs et domestiques et de réactions à ces chocs.

10

Plus récemment, la concordance de l’évolution des chocs entre les pays et régions a été mesurée pour évaluer les critères de ZMO. Par exemple, une corrélation forte entre les séries de chocs subis par deux pays indique que les structures économiques des pays considérés sont assez similaires. Cette méthodologie permet à Bayoumi et Eichengreen ( 1996) d’identifier les pays européens qui constituent un “noyau” et pour qui le coût d’une politiquemonétaire commune devrait doncêtre bas.

11

Il faut remarquer que le coefficient de corrélation entre des séries de chocs représente une manière statique de mesurer les choses. Il est donc difficile de juger si les chocs deviennent ou non plus symétriques. Néanmoins, comme le degré d’intégration économique évoluedans le temps, il y a peu de raisons de penser que l’asymétrie des chocs devrait rester constante. La dynamique peut être partiellement appréciée en divisant la période afin de calculer les coefficients de corrélation pour des sous-périodes, pour autant que ces intervalles de temps divisionnaires soient suffisamment longs. Or il existe une critique plus fondamentale de cette approche. Fontagné et Freudenberg (1999) affirment que “la principale critique à adresser aux études basées sur les estimations VAR des chocs asymétriques, concerne le postulat d’asymétries structurelles. La seule manière d’adoucir ce postulat est d’utiliser le filtre de Kalman pour traiter le sujet de la convergence dynamique des chocs [7][7] Dans le contexte de leur travail, le terme “asymétries....

12

Boone (1997) applique la technique de filtrage de Kalman pour obtenir des estimations concernant l’évolution dans le temps de la symétrie des chocs. Ses résultats pour les pays ouest-européens sont cohérents avec ceux présentés par Bayoumi et Eichengreen (1996) et surtout apportent une abondance d’informations sur la dynamique des symétries en évolution. Ces résultats sont en général interprétés en faveur de l’argument d’endogénéité. La corrélation au niveau des chocs d’offre et de demande s’améliore manifestement au fur et à mesure de l’approfondissement de l’intégration européenne.

13

Un nombre croissant d’études cherchent à analyser les symétries entre anciens et nouveaux pays de l’Union. Frenkel, Nickel etSchmidt (1999), Fidrmuc et Korhonen (2001), Horvath et Ratfai (2004), Frenkel et Nickel (2002), Babetskii, Boone et Maurel (2002,2004) utilisent la méthodologie d’identification structurelle VAR développée par Blanchard et Quah (1989) et par Bayoumi et Eichengreen (1996). L es chocs d’offre et de demande sont extraits de séries trimestrielles des donnéesconcernantle PIB etlesprix. La période trop courte couverte par cette série (moins de 10 ans d’observations trimestrielles) rend l’analyse économétrique plus difficile. Frenkel, Nickel et Schmidt (1999) et Horvath et Ratfai (2004) concluent que ni la corrélation des chocs de demande, ni celle des chocs d’offre ne peut être interprétée en faveur de la convergence. Fidrmuc et Korhonen (2001) estiment que la corrélation des chocs d’offre entre pays varie profondément d’un pays à l’autre. La corrélation des chocs de demande entre l’UE et les Peco est substantielle pour la Hongrie et l’Estonie, tandis que les autres nouveaux membres affichent des résultats modiques. En comparaison des études antérieures concernant les pays d’Europe occidentale, les résultats actuels indiquent une synchronisation croissante entre le “noyau dur”de la Communauté, d’une part et l’Italie et le Portugal, d’autre part, jadis considérés comme des pays “périphériques”. Frenkel et Nickel (2002) soulignent qu’il y a une forte hétérogénéité entre les Peco et les pays communautaires en ce qui concerne la corrélation des chocs d’offre et de demande. La dynamique d’ajustement de la production et des prix est elle aussi loin d’être similaire. Il n’en reste moins que “au niveau de la corrélation de leurs chocs vis-à-vis de la zone euro et des grands pays de l’UEM, les Peco les plus avancés diffèrent à peine des petits pays communautaires qui ont déjà adopté l’euro comme leur monnaie”. De même, certains nouveaux membres montrent une similarité avec l’Allemagne, la France, l’Italie ou l’Union européenne dans son ensemble en ce qui concerne leurs réactions aux impulsions.

14

Babetskii, Boone et Maurel (2004,2002) élargissent l’analyse des chocs d’offre et de demande en mesurant la corrélation dans le temps comme proposépar Boone (1997). Leurs résultats mettent en relief un processus en cours : la convergence des chocs de demande entre l’Union européenne et les pays candidats. Les chocs d’offre ont tendance à diverger, fait qui est interprété comme une conséquence des restructurations nécessaires et de l’effet de Balassa-Samuelson. D’une manière générale, il semble qu’il y a un problème lié à la faible robustesse de la corrélation estimée entre les chocs d’offre et de demande dans les différentes études, malgré le fait que celles-ci utilisent la même méthodologie (Blanchard et Quah, 1989). La diversité des résultats peut être due à la sensibilité du coefficient de corrélation à la spécification du modèle VAR, aux sources de données et à la taille des échantillons. Par exemple, Frenkel, Nickel et Schmidt (1999), Babetskii, Boone et Maurel (2004, 2002) utilisent les données sur les Peco relativent au début des années 1990, en incluant donc la “récession transitionnelle” (c’est-à-dire la grave chute de production subie par tous les Peco lors de l’abandon de l’économie planifiée et de leur ouverture au reste du monde) dans leurs échantillons. Fidrmuc et Korhonen (2001), Frenkel et Nickel (2002) utilisent des données plus récentes leurs résultats sont donc moins affectés par les changements structurels. Le premier objectif du présent article est donc d’évaluer la robustesse de la corrélation des chocs dans le temps.

15

Jusqu’ici, ledébat s’est concentrésur l’identification des chocs et la mesure de la corrélation des perturbations entre pays. Un thème important a été omis : il est naturel de s’interroger sur les déterminants et les sources des croissances et décroissances apparentes de la symétrie des chocs. Dans une certaine mesure, toutes les études précitées cherchent à examiner des facteurs qui sont autant de moteurs des symétries ou asymétries entre cycles. On dit souvent que c’est l’intégration - quelle que soit l’interprétation retenue de cette notion très large - qui est le facteur clé pour comprendre les mouvements concomitants des cycles économiques. Or, cette variable potentiellement explicative est absente de l’analyse. L’objet de la suite est justement le traitement de cet aspect.

Asymétrie des chocs et intégration : discussion de l’endogénéité

16

Frankel et Rose (1998) ouvrent un large débat sur l’endogénéité de la réalisation des critères de ZMO. Dans l’esprit de la Commission (1990), Frankel et Rose (1998) avancent l’idée que des liens commerciaux plus étroits pourraient mener à une synchronisation des cycles économiques, ou - ce qui estéquivalent- accroîtrela symétrie des chocs. Selon une opinion alternative, soutenue notamment par Krugman (1993), l’effet devrait être inverse. Les échanges internationaux font augmenter la spécialisation en rendant les chocs plus asymétriques. L’impact global de l’intégration commerciale sur la symétrie des chocs pourrait donc se révéler ambigu, au moins en théorie. Les modèles formalisés modernes des zones monétaires optimales ne semblent pas, non plus, donner une réponse univoque [8][8] Voir Ricci (1997b); voir aussi Horvath (2002b), pp. 21-23,.... Frankel et Rose (1998) soulignent la nécessité d’une analyse plus approfondie concernant le rôle des échanges internationaux, en distinguant entre les échanges inter-branche et les échanges intra-branche. Les échanges inter-branche (soit les exportations et importations de produits différents, par exemple un pays exportant du drap et important du vin) reflètent la spécialisation et sont donc potentiellement à l’origine d’asymétries. D’autre part, les échanges intra-branche (un pays qui, en même temps, exporte et importe des produits d’une même catégorie - par exemple des voitures) devraient mener à une simultanéité dans les mouvements des cycles économiques. Des travaux théoriques dans ce domaine sont actuellement en cours [9][9] Voir, entre autres, Kose et Yi (2001)..

17

Lanotion d’intégration peut être conçue dans un sens plus large, comportant également l’intégration monétaire. Ricci (1997a) a construit un modèle de ZMO à deux pays, incluant des variables réelles et monétaires. Une des implications clés de ce modèle est de dire que “d’une manière endogène, l’adoption de taux de change fixes rend la zone monétaire plus désirable, en réduisant l’asymétrie des chocs [10][10] “D’une manière endogène”veut dire ici “au sein du .... Il faut remarquer que dans le modèle de Ricci, les taux de change affectent l’asymétrie des chocs indirectement, à travers les échanges commerciaux : des taux de change flottants favorisent la spécialisation plus que les taux de change fixes. D’autre part, la spécialisation mène à une plus forte asymétrie des chocs. Ceci veut dire que des dispositifs adoptés au niveau des taux de change pourraient avoir une importance pour la corrélation des cycles économiques, au moins dans la mesure où la spécialisation provoque des réactions asymétriques. Bien sûr, il y a d’autres déterminants autres que les échanges bilatéraux, leurs caractéristiques du point de vue de la spécialisation, et les régimes de change qui sont susceptibles d’influencer la transmission des chocs entre pays. On pourrait penser aux barrières tarifaires et non-tarifaires, accords institutionnels, effets frontaliers etc.

18

En ce qui concerne les preuves empiriques, Frankel et Rose (1998) affirment, dans leur article souvent cité, que “des pays ayant des liens commerciaux plus étroits ont tendance à avoir des cycles économiques plus étroitement corrélés”. Sur le plan économétrique, Frankel et Rose avancent la relation suivante entre l’intensité des échanges et la corrélation des cycles économiques :

 

où les barres marquent les valeurs moyennes sur la période, respectivement de l’intensité des échanges log( )TI et de la corrélation des cycles ijt commerciaux Corr Q Q( , ) [11][11] La dimension “temps” est de quatre, comme l’échantillon.... Un cycle it jt économique dans un pays i et à la période t est la composante détrendée de l’activité économique réelle (le PIB, l’indice de production industrielle, l’emploi ou le chômage total). L’intensité des échanges entre deux pays i et j est calculée sur la base des exportations, importations, ou des échanges bilatéraux totaux, en utilisant les expressions suivantes (en logarithmes naturels) :

 

EX sont les exportations du pays i vers le pays j, ijt EX - exportations totales du pays i, et IM désigne les it importations. Les estimations sont réalisées pour un échantillon important de pays de l’OCDE sur une période de 30 ans, et les résultats semblent être très robustes vis-à-vis du choix des indicateurs d’échanges bilatéraux et de cycles économiques. Les échanges totaux sont aussi comparés aux échanges intra-branche. Même s’il n’est pas testé directement, ce dernier indicateur est particulièrement pertinent pour la convergence des cycles commerciaux. L’ajout d’une variable qualitative “régime de taux de change” n’apporte pas de changement qualitatif des résultats. Toutefois, cet article laisse sans réponse au moins une question majeure : les chocs sous-jacents deviennent-ils eux aussi plus symétriques ? Tous les indicateurs de cycles commerciaux qui ont été construits appartiennent à une même catégorie. Concrètement, il s’agit d’indicateurs détrendés d’activité économique. Ceci veut dire que les chocs et les réactions aux chocs entrent ensemble dans l’analyse. Kenen (2001, p. 15) affirme que les résultats de Frankel et Rose (1998) sont biaisés, car leséchanges commerciaux-unevariableréelle-sont corrélés avec une autre variable réelle telle que l’activité économique. Kenen (2001) ébauche un cadre keynésien simple où la corrélation des évolutions du PIB entre deux pays montre une relation positive par rapport à l’intensité des échanges bilatéraux, relation qui n’est pas nécessairement tributaire d’une plus forte symétrie des chocs. D’une manière générale, l’impact de l’intégration commerciale sur l’asymétrie des chocs dépend des types des chocs.

19

Fidrmuc (2001) réexamine la spécification de Frankel et Rose (1998), en prenant un échantillon représentatif des pays de l’OCDE dans la dernière décennie, et en travaillant avec des fréquences différentes (données trimestrielles). Conscient des critiques de Kenen (2001), Fidrmuc (2001) confirme l’interprétation de Frankel et Rose (1998) et contourne la critique de Kenen. Ceci est fait en introduisant les échanges intra-branche directement dans la régression. Ainsi, selon la thèse principale de Fidrmuc (2001), c’est la structure particulière des échanges qui est importante pour la transmission des cycles économiques. En utilisant des données désagrégées de commerce extérieur, Fontagné et Freudenberg (1999) montrent quedestaux dechange flottants ont une influence negative sur les échanges intra-branche et, en conséquence, devraient aboutir à une plus grande asymétrie des chocs. Sur la base de données historiques, Flandreau et Maurel (2001) affirment qu’il existe un impact positif des accords monétaires aussi bien que des échanges sur la corrélation des cycles économiques.

20

Cette analyse de la littérature est loin d’être complète [12][12] Il y a des études sur les “indices de ZMO” qui tirent.... Toutefois, si l’on regarde ces études, ainsi que d’autres, non examinées ici, on peut remarquer une segmentation surprenante des domaines d’intérêt deschercheurs. Il semble qu’il ya deux catégories distinctes d’études : celles qui cherchent à mesurer la corrélation des chocs et celles qui concentrent leurs efforts à établir le lien entre les fluctuations des cycles économiques et les échanges commerciaux, taux de change et autres variables explicatives. Plus concrètement, les études du premier groupe illustrent des caractéristiques statiques ou dynamiques de la corrélation des chocs, en soulignant l’importance de la distinction entre les chocs et les réactions aux chocs. Les études du deuxième groupe, elles, identifient les effets des échanges et d’autres variables sur les différents indicateurs de cycle économique, reflétant les chocs aussi bien que les réponses à ceux-ci. À notre connaissance, il n’y a pas d’estimation directe des effets de l’intégration sur l’asymétrie des chocs.

21

Nous tentons ici d’établir un pont entre ces deux groupes d’études, en confrontant les estimations de l’asymétrie des chocs dans le temps à des variables de commerce et de change. Le fait de combiner les deux catégories d’études nous dote d’un outil pour trancher le débat devenu classique, entre les partisans de la “position de la Commission Européenne” et ceux de la “position de Krugman”. Avant de poursuivre les estimations, le paragraphe suivant expliquera brièvement notre choix de pays.

Quelques faits “stylisés” sur les pays choisis

22

Dans la présente étude, notre attention porte sur les pays candidats en 2001, car ils représentent une sorte “d’expérience naturelle” pour tester l’argument d’endogénéité de la théorie des ZMO. En effet, la dernière décennie s’est caractérisée par une ouverture commerciale croissante des Peco, intégration commerciale et monétaire avec les pays communautaires. Ensemble, ces trois facteurs - brièvement illustrés ci-après - risquent d’affecter le degré de simultanéité dans les évolutions des cycles économiques. En 2001, les ratios entre les échanges bilatéraux totaux et le PIB ont représenté plus de 100% pour huit Peco de notre échantillon. Dans les deux autres pays candidats en 2001, les “grands” - la Pologne(39millions d’habitants) et la Roumanie (22 millions) - le commerce extérieur a contribué à hauteur de respectivement 63% et 75% du PIB (voir tableau 1). Par rapport à 1993, il y a eu une amélioration significative de l’ouverture commerciale dans la plupart des pays candidats. Deux exceptions : la Lettonie et la Lituanie; or, ces deux pays avaient déjà atteint des ratios échanges/PIB élevés au cours de la période de transition antérieure.

Tableau 1  - taille et degré d’ouverture des Peco Tableau 1
commerce et population : statistique financière internationale du FMI (2002), calculs de l’auteur; PIB par habitant : FMI World Economic Outlook Database (2002).
Tableau 2  - parts des échanges bilatéraux avec l’UE et l’Allemagne dans les échanges totaux des Peco (par ordre décroissant en 2001 vis-à-vis de l’UE) Tableau 2
statistique commerciale du FMI (2002), calculs de l’auteur.
23

Le tableau 2 illustre les parts que les échanges respectivement avec l’Union européenne et avec l’Allemagne représentent dans les échanges totaux des Peco concernés. En 2001, les échanges bilatéraux des Peco avec l’Union européenne ont varié entre 50% des échanges totaux pour la Lituanie et 70% des échanges totaux pour la République tchèque. À titre de comparaison, ces chiffres sont, en moyenne, supérieurs au taux des échanges communautaires affiché par l’Allemagne (54%). L’Allemagne à elle seule est un partenaire commercial important pour la plupart des Peco. En 2001, elle représente 20 à 40% des échanges bilatéraux totaux pourune moitié des pays candidats. D’une manière générale, nous assistons à une augmentation importante des échanges avec l’Union européenne et avec l’Allemagne.

24

On peut considérer l’intensité des échanges bilatéraux comme un autre indicateur, il sert à caractériser l’importance des échanges entre pays. L a figure 1 montre l’intensité des échanges bilatéraux totaux entre 10 pays en transition et l’Union européenne/ l’Allemagne dans la période de 1993/2001, par trimestre. Sauf pour la Bulgarie et pour la Slovénie, l’intensité des échanges bilatéraux affiche partout des tendances à la croissance, ceci aussi bien pour les échanges avec l’Allemagne qu’avec l’UE. En ce qui concerne la Slovénie, l’intensité des échanges bilatéraux avait été relativement élevée dès le début des années 1990, et l’indicateur n’a pratiquement pas évolué dans la dernière décennie. Pour la Bulgarie, l’intensité des échanges montre une tendance ascendante depuis 1997.

25

Dans le même temps que l’ouverture et l’intégration commerciale, une convergence substantielle des taux de change avec l’euro a été apparente. Certains pays candidats, comme la Bulgarie depuis 1997 ou l’Estonie depuis 1992, ont fixé leurs monnaies au DEM (remplacé par l’euro depuis le début de 1999). D’autres autorités monétaires (p.ex. en République tchèque, en Slovaquie, récemment en Hongrie et en Pologne) qui ont officiellement des politiques de cours flottants, utilisent l’euro comme référence pour formuler les évolutions des cours de change qu’elles préfèrent. Ainsi, les régimes réels de taux de change dans ces pays-ci peuvent être caractérisés comme des changes flottants administrés, avec des niveaux d’intervention basés sur l’euro. La volatilité effective des taux de change dans le cadre de ces politiques va en diminuant avec le temps [13][13] Voir le tableau 1 f) “Volatilité des taux de change....

Données et méthodologie

26

Cette section commence par un descriptif des données utilisées, suivi de la méthodologie empirique qui comporte trois procédures principales : (i) identifier les perturbations d’offre et de demande, (ii) construire une corrélation des chocs dans le temps, et (iii) confronter l’asymétrie des chocs auxindicateurs d’échangescommerciauxet de volatilité des taux de change. La dernière partie décrit des spécifications économétriques visant à illustrer l’argument d’endogénéité de la théorie des ZMO. L’échantillon comprend les 10 pays candidats de 2001(Bulgarie, République tchèque, Estonie, Hongrie, Lettonie, Lituanie, Pologne, Roumanie, Slovaquie, Slovénie), plus l’Allemagne, l’UE agrégée, les États-Unis, l’Irlande, le Portugal, et l’Espagne. La série de production réelle (PIB aux prix de 1995, en milliards de monnaie nationale), prix (déflateur du PIB, ramené à 100 pour 1995), exportations et importations (en millions de dollars américains courants), est trimestrielle, depuis le premier trimestre de 1990 jusqu’au 2e trimestre de 2002.

27

Les sources suivantes ont été utilisées : la base de données analytique de l’OCDE ; les statistiques financières internationales du FMI, les données par pays de l’UE; les statistiques du FMI - Direction du commerce international ; et les données des organismes statistiques nationaux. Pour la production réelle et les prix, l’OCDE est laprincipale source. Ces données sont disponibles sous une forme saisonnalisée. Les autres séries des PIB et des prix ont été désaisonnalisées par l’application de la Procédure X11 de l’US Bureau of Census, la même méthode qui est utilisée par l’OCDE. Pour certains pays candidats, les données antérieures à 1994 ne sont pas disponibles. Les données sur les échanges couvrent la période allant jusqu’au dernier trimestre de 2001.

 -
Statistique commerciale duFMI (2002), calculs de l’auteur.

Première étape : identifier les chocs

28

Dans cette première étape, nous décomposons les fluctuations des agrégats macroéconomiques en chocs et réactions aux chocs. Il n’y a pas de stratégie d’identification unique. Nous avons choisi la méthode de VAR structurel bivarié proposée par Blanchard et Quah (1989) Bayoumi et Eichengreen (1992) pourextraire les chocs d’offre et de demande des séries trimestrielles du PIB réel et des prix. Cette approche est devenue très populaire dans les études traitant de la convergence des cycles économiques pour les pays développés, et il existe aussi des applications aux pays candidats. L a stratégie d’identification est basée sur une représentation simplifiée de l’économie, décrite par les courbes d’offre et de demande agrégée. La demande agrégée (AD) présente une évolution négative à court terme comme à long terme, ce qui veut dire que des prix plus bas font augmenter la production demandée. La courbe d’offre agrégée est croissante à court terme et verticale à long terme. Une offre agrégée à court terme (SRAS) croissante reflète l’existence de rigidités nominales, ce qui veut dire qu’une variable nominale (les prix) a un effet temporaire sur la variable réelle (production). Enfin, une courbe verticale d’offre agrégée à long terme (LRAS) veut dire que les facteurs de production sont utilisés au maximum de leurs capacités.

29

Dans ce modèle simple, les chocs correspondent à des décalages éloignant de l’équilibre les courbes d’offre et de demande agrégée. Les chocs d’offre qui sont associés aux décalages de la courbe d’offre agrégée ont des impacts à court terme aussi bien qu’à long terme sur le PIB et sur les prix. Les chocs de demande ont eux aussi des effets à court terme sur les deux variables. Toutefois, comme la courbe d’offre à long terme est verticale, les chocs de demande n’ont pas d’effet durable sur le niveau du PIB. Une décomposition VAR structurel bivariée permet d’identifier les chocs d’offre et de demande en se basant sur les mouvements apparents du PIB et des prix.

30

Pour formaliser cette idée, soit yt et pt des variables stationnaires, par exemple les différences premières du PIB (en logarithmes) et des prix (en logarithmes) : y GDP GDP t t = ?log log et p P P t t = ?log log. t?1 t?1 On peut alors considérer la représentation VAR suivante :

 

ety et etp sont des bruits blancs, b sont des ijk coefficients, et K est la durée choisie de manière à ce que ety et etp ne présentent pas de corrélation en série [14][14] Nous choisissons K de deux manières. Premièrement,.... Les perturbations ety et etp ne sont pas structurelles, elles représentent simplement des composantes inexpliquées dans l’évolution de la croissance économique et de l’inflation. Pour obtenir les perturbations structurelles, soit celles porteuses d’interprétation économique, des chocs d’offre et de demande, les deux relations suivantes sont proposées :

 

où ?tD et?tS sont respectivement des perturbations de demande et d’offre. Ces équations montrent que les composantes inexpliquées dans l’évolution de la croissance économique et de l’inflation sont autant de combinaisons linéaires de chocs d’offre et de demande, exprimées sous forme d’une matrice, e C t t = ?. Le vecteur des perturbations structurelles ?t peut être obtenu par l’inversion de la matrice C C e t t : ? =?1.

31

Pour obtenir les quatre coefficients de la matrice C, quatre contraintes doivent être imposées. La connaissance de la matrice de variance-covariance des perturbations estimées ?tD et ?tS est suffisante pour spécifier trois contraintes :

 

Ces contraintes appliquées aux coefficients de la matrice C sont directement dérivées des équations ( 3) et ( 4), en utilisant des conditions de normalisation : (i) la variance des chocs d’offre et de demande est identique et égale à 1 1[ ( ) ( ) ]Var Var D S ? ?= =, (ii) les chocs d’offre et de demande sont orthogonaux [ ( , ) ]CovD S ? ? = 0. La quatrième contrainte appliquée aux coefficients c ij est d’exprimer que les chocs de demande ?tD n’ont pas d’impact durable sur le niveau du PIB. Pour exprimer cette contrainte sous une forme mathématique, nous devrions substituer les équations (3) et (4) dans le système VAR constitué par les équations (1) et (2), puis exprimer les variables yt et pt en tant que sommedes réalisations présentes et passées des perturbations structurelles ?tD et ?tS :

 

Le système (8)-(9) est une représentation infinie à moyenne variable de la forme VAR (1)-(2). Les coefficients c - appelés fonctions de réaction aux ijk impulsions - caractérisent l’effet des perturbations structurelles sur les variables de gauche de l’équation, après un nombre k de périodes ( c peut ijk être exprimé en termes des quatre coefficients c et ij des coefficients b estimés, mais l’algèbre n’est pas ij simple à reporter ici). Dire que l’effet cumulé des perturbations de demande sur la croissance du PIB est égal à zéro pour toutes les réalisations possibles des perturbations de demande, revient à dire que la somme infinie des c est égale à zéro. Cette k11 contrainte veut aussi dire que les perturbations de demande n’ont pas d’impact à long terme sur le niveau du PIB en tant que tel. c représente l’effet k11 de la perturbation de demande ?t kD? sur y GDP GDP t t = ?? log log1, croissance du PIB après t un nombre k de périodes.

32

La séquence c c c c c k k 111 112 11 1 11, , ,..., , ? représente 110 l’effet de ?t kD? sur

 
33

C’est pourquoi la contrainte cumulative de dire que la somme finie des c est égale à zéro veut dire que k11 l’effet de ? sur (log log )GDP GDP t ? est égal D t, t N? +1 à zéro, i.e. que le niveau du PIB ne change pas à long terme : log logGDP GDP t =. Par ailleurs, on t N? +1 peut démontrer que la somme infinie des c est k11 égale à zéro se traduit, au niveau des paramètres qui nous intéressent c et coefficients b k( ) du système ij ij VAR (1)-(2) non-limité par des contraintes, par :

 

Les contraintes (5), (6), (7), (10) servent à identifier quatre coefficients c qui sont à leur tour utilisés ij pour obtenir les perturbations d’offre et de demande à partir des résidus VAR, par inversion de la matrice C C e t t : ? =?1.

Étape 2. Calculer la corrélation dans le temps, des perturbations d’offre et de demande

34

Comme Boone (1997) , nous utilisons le filtre de Kalman pour calculer le “coefficient de corrélation dans le temps” entre des pays i et j défini par bt :

 

X sont les chocs d’offre ou de demande, les termes d’écart µ et v sont des perturbations relevant du “bruit de fond”, l’indice i marque un pays candidat, j représente l’Allemagne ou l’Union européenne, selon les cas et k sont les États-Unis. L’équation (11) est appelée équation de mesure ou d’observation. Les coefficients atijk et btijk (ci-après écrits at et bt pour faciliter la lecture) peuvent varier dans le temps selon(12a) et (12b), appelées équationsde transition ou d’état.

35

L’intuition qui se cache derrière cette spécification est simple. Par exemple, en présence d’une corrélation parfaite des chocs entre les pays i et j, les deux coefficients at et bt tendent vers zéro. Le fait que le membre droit de l’équation (11) soit égal à zéro veut dire que Xti - les chocs pour un pays candidat i - s’expliquent par Xtj - chocs pour le pays de référence (l’Allemagne ou l’UE). Si bt est différent du zéro, les États-Unis auront un impact plus fort sur les chocs du pays i que le pays de référence j. Les États-Unis sont utilisés comme référence, car il s’agit du principal partenaire commercial de l’Union européenne et d’un important partenaire commercial des Peco. Pour qu’un processus de convergence soit en cours, nous nous attendons à voir le coefficient at proche de zéro et bt diminuant avec le temps.

36

Sur le plan technique, le filtre de Kalman représente un algorithme récursif pour calculer l’estimateur optimal des paramètres inconnus at et bt. Ceci est fait en maximisant une fonction de probabilité sur la base des informations disponibles à un moment t. L’estimateur est optimal dans le sens qu’il minimise l’écart quadratique moyen (MSE). De plus, si toutes les perturbations sont normales, le filtre de Kalman fournit l’estimateur de probabilité maximale (MLE) de at et bt. Les détails sur les estimations de la représentation (11)-(12) fournies par le filtre de Kalman sont disponibles dans l’annexe A de Boone (1997). Pour plus d’information, voir Harvey (1992). Le principal avantage de cette méthode est qu’elle fournit des estimations optimales pour les évolutions descoefficients dansle temps enprésence de changements structurels, ce qui est le cas pour les pays candidats. L’inconvénient est que le filtre de Kalman n’explique pas le pourquoi de ces évolutions; le filtre ne fait que dessiner la trajectoire des paramètres d’un modèle dans le temps. L’objectif du paragraphe suivant est de confronter la dynamique du coefficient bt - indicateur d’asymétrie des chocs - à des variables potentiellement importantes telles qu’indicateurs d’intensité des échanges bilatéraux.

Étape 3 : asymétrie des chocs et intégration : “position de la Commission européenne” versus “position de Krugman”

37

L’argument d’endogénéité veut dire que l’intégration commerciale affecte l’asymétrie des chocs. Le signe decet effetpeut être positif ou négatif en fonction de la position - celle de la Commission (1990) ou celle de Krugman (1993) - que l’on prend pour exacte. En fait, il nous faut déterminer s’il y a ou non un lien entre les indicateurs d’asymétrie des chocs et l’intégration. Grâce à l’utilisation du filtre de Kalman, nous pouvons déterminer le degré d’asymétrie des chocs avec une fréquence trimestrielle. L es indicateurs d’intensité des échanges sont également disponibles sur une base trimestrielle. Pour commencer, nous regardons donc la corrélation entre l’évolution dans le temps des coefficients d’asymétrie des chocs $ ( , )b i jt estimés à moyen de l’équation (11), et l’intensité réelle des échanges TI i jt ( , )

 
38

ou i représente un pays candidat, j l’Allemagne ou l’Union européenne. Pour vérifier la sensibilité, un coefficient de corrélation ? ( , )i j est calculé pour deux types de chocs (d’offre et de demande) et trois indicateurs d’intensité des échanges (concernant les exportations, importations, et échanges bilatéraux totaux). Un coefficient de corrélation ? ( , )i j positif serait conforme à la “position de Krugman” (une intensité plus importante des échanges s’accompagne d’une plus forte asymétrie des chocs), tandis qu’un coefficient de corrélation négatif supporterait la “position de la Commission européenne”.

39

Or, le coefficient de corrélation ne dit rien sur le sens du lien de causalité. Même si l’argument d’endogénéité affirme que c’est l’intégration qui affecte l’asymétrie des chocs, que ce soit dans le sens positif ou négatif, la causalité peut aussi bien aller dansle sens inverse. Par exemple, une récessiondans un pays (un choc réel négatif) fait, en général, diminuer la demande des produits importés, et fera donc baisser le volume des importations. Dans notre groupe de 10 pays en transition, cet impact est limité, compte tenu de l’augmentation nette de l’intégration commerciale dans la dernière décennie que l’on peut observer dans tous les pays sauf la Bulgarie et la Slovénie (voir la figure 1). La croissance à long terme de l’intégration commerciale entre les Peco et l’UE/l’Allemagne, et dont le moteur sont des facteurs de nature structurelle, n’est probablement pas due à des chocs. (Toutefois, à court terme, par exemple à l’horizon de quelques trimestres au plus, les chocs agrégés pourraient affecter l’intensité des échanges). Ainsi, nous prenons l’hypothèse que l’intensité des échanges est exogène à l’asymétrie des chocs en ce qui concerne la relation à long terme. Comme une alternative au simple coefficient de corrélation, nous modélisons la relation entre ces deux variables de la manière suivante :

 

Pour un couple donné de pays i et j, le terme d’écart ? ( , )i jt n’est dépendant que du temps. Là, une autre difficulté apparaît. Remarquons que l’asymétrie des chocs $ ( , )b i jt n’est pas une variable observable telle que l’intensité des échangesTI i j( , ), mais le résultat t d’une estimation. En fait, la distribution de $ ( , )b i jt est inconnue, et inclure $ ( , )b i jt dans la régression en aval pourrait être mal avisé; les résidus? ( , )i jt sont, en général, hétéroscédastiques et autocorrélés. Donc, à la limite, on pourrait se contenter de calculer la corrélation entre l’asymétrie des chocs et l’intensité des échanges. Une autre possibilité est de traiter l’asymétrie des chocs comme une variable classique, dans l’esprit de Frankel et Rose (1998) qui établissent des liens entre les fluctuations de l’activité économique réelle, d’une part, et l’intensité des échanges et autres variables explicatives, d’autre part.

40

L’équation (14) peut être estimée en panel. Pour un pays de référence donné (l’Union européenne ou l’Allemagne) et un groupe de pays candidats (i = Bulgarie, République tchèque, Estonie etc.), nous estimons l’équation suivante (effets fixes) :

 

D sont des dummies pays. Compte tenu de la i distribution inconnue des $b, nous ne nous attendons pas, une fois de plus, à voir les termes résiduels afficher les propriétés conventionnelles. L’estimer de l’équation (15) permet de vérifier si la relation entre l’intensité des échanges et l’asymétrie des chocs peut être décrite par une tendance commune, plus des effets spécifiques à chaque pays.

41

Une autre analyse de sensibilité peut être faite en intégrant la variable “taux de change” au membre de droite de l’équation (15). En fait, selon le modèle théorique de Ricci (1997a), une parité fixe peut transmettre les chocs d’un pays à un autre. Nous vérifions que le coefficient d’intensité des échanges est affecté par l’ajout de la variable “taux de change” à l’équation (15) :

 

ERV est la volatilité du taux de change calculée it comme l’écart type du taux de change nominal dans les 12 derniers mois, entre la monnaie d’un pays candidat i et l’euro. La variable ERV est retenue it plutôt qu’une variable qualitative régime de change [15][15] Les variations de la volatilité ERVit peuvent être.... En principe une volatilité plus faible devrait réduire l’asymétrie des chocs. Mais le lien de causalité peut fonctionner dans le sens inverse. Par exemple, si deux pays ont des structures industrielles similaires, ce qui augmente la probabilité de chocs communs, le coût d’une parité fixe peutêtre inférieur à celui des pays ayant des économies fondamentalement différentes. L’asymétrie des chocs peut donc influencer le choix du régime de change. L’endogénéité potentielle du taux de change est susceptible de biaiser les résultats.

42

Pour justifier l’insertion de la volatilité du taux de change dans l’équation (16), nous procédons aux testsde causalitéde Granger pourla volatilité du taux de change et pour l’asymétrie des chocs, afin de déterminer laquelle des deux variables est exogène, s’il yen a une. Il n’y a pas d’arguments fortsen faveur de la causalité dans un sens ou dans l’autre. D’autre part, nous avons des raisons de penser que l’usage du DEM, puis de l’euro comme monnaie de référence dans les pays candidats est motivée par des facteurs politiques notamment autres que le niveau de symétrie des chocs. De plus, les taux de change peuvent influencer indirectement l’asymétrie des chocs, à travers les échanges : le fait de fixer un taux de change a tendance à stimuler les échanges ; les liens commerciaux, d’autre part, peuvent rendre les chocs plus symétriques. Si l’effet des taux de change est fort, le fait d’inclure la variable exogène de taux de change pourrait causer un problème de multicollinéarité qui altérera le coefficient d’intensité des échanges ou le rendra non-significatif. Une raison de plus pour inclure la variable de taux de change est donc de voir si cette opération a ou non un effet sur l’impact de l’intensité des échanges. Ainsi, pour évaluer la robustesse de l’argument d’endogénéité de la théorie des ZMO, nousdisposons(i) de deuxtypesde chocs, (ii) detrois indicateurs d’intensité des échanges avec deux références (l’UE et l’Allemagne), et (iii) de quatre spécifications empiriques (coefficient de corrélation (13), série temporelle (14) et spécifications de panel (15) et (16)).

Résultats

43

Le tableau 3 montre les valeurs moyennes de l’asymétrie des chocs dans la période 1994-2002 et dans deux sous-périodes [16][16] Compte tenu de l’espace limité, et pour préserver la.... Les moyennes et les variances décroissantes des coefficients bt de l’équation (11) signifient que l’asymétrie des chocs sous-jacents va en diminuant [17][17] Il est aussi vérifié que le terme constant at converge.... Les résultats peuvent être interprétés en faveur de la convergence des chocs de demande, tandis que l’évolution des chocs d’offre (tableau 3b) est plutôt divergente. Il faut noter que les valeurs moyennes des asymétries des chocs d’offre et de demande pour les Peco ne diffèrent pas beaucoup des niveaux correspondants pour des pays communautaires tels que l’Irlande, le Portugal, ou l’E spagne [18][18] La question est de savoir si ces pays communautaires.... L es estimations d’asymétrie des chocs ne sont pasdisponibles pour la Bulgarie et la Lituanie, compte tenu des séries trop courtes de données sur le PIB. D’autre part, nous éliminons la série concernant l’intensité des échanges pour la Slovénie, compte tenu de son manque de variations. Il reste donc sept Peco pour analyser l’effet des échanges commerciaux sur l’asymétrie des chocs.

Tableau 3  - la symétrie des chocs vis-à-vis de l’Union Européenne, 1994 - 2002(1) Tableau 3
44

Le tableau 4 montre qu’il existe une corrélation négative et significative entre l’intensité des échanges et l’asymétrie des chocs du côté de la demande ; Plus l’intensité des échanges est forte, moins il y a d’asymétrie. Du côté de l’offre, la corrélation est proche du zéro et non-significative (l’Allemagne) ou positive (l’Union européenne). Des tendances similaires émergent des estimations pays par pays résultant de l’équation (14) [19][19] Les résultats ne sont pas présentés, car, en cas de.... Des estimations en panel de l’équation (15) ne changent pas les résultats qualitativement. Une augmentation de l’intensité des échanges est associée à une plus forte symétrie des chocs de demande; la relation aux chocs d’offre est ambiguë (tableau 5). Les résultats pour les chocs de demande sont robustes vis-à-vis des trois indicateurs d’échanges, deux références (l’UE agrégée et l’Allemagne), et la méthode d’estimation (coefficients de corrélation pays par pays ou en panel). La convergence des chocs de demande peut être interprétée comme une conséquence de l’intégration commerciale et monétaire. Comme le commerce intra-branche représente une grande part des échanges pour les pays candidats, l’effet global des échanges sur la symétrie des chocs de demande est positif. Le lien entre l’intensité des échanges et la corrélation des chocs de demande est similaire à celui entre l’intensité des échanges et la corrélation du PIB, trouvé, entre autres, par Frankel et Rose (1998) et Fidrmuc (2001). Ce constat n’est pas surprenant, parce que les chocs de demande, par construction, ne peuvent avoir que des effets à court terme sur la production et les prix.

45

Du côté de l’offre, les asymétries des chocs caractérisent le processus de rattrapage qui est en cours. Les gains de productivité dans les pays candidats se traduisent par une croissance du revenu pas habitant. Les chocs d’offre peuvent aussi être interprétés en termes d’"innovations" schumpeteriennes perçues comme un moteur du progrès technologique [20][20] Schumpeter (1943). Voir aussi Hénin (1997) et Hospers.... Une intensité plus importante des échanges due à une croissance du commerce intra-branche peut être associée à une plus forte intensité des restructurations; c’est de là que peut venir l’impact positif observé des échanges sur l’asymétrie des chocs d’offre. D’autre part, une intensité plus importante des échanges s’accompagne d’une moindre asymétrie des chocs dans un certain nombre des cas; les estimations dépendent de la méthode utilisée pour les établir, et de la référence retenue, l’Allemagne ou l’Union européenne. L’ajout de la volatilité des taux de change ne modifie pas significativement le coefficient d’intensité des échanges. La baisse de la volatilité du taux de change s’accompagne d’une convergence des chocs de demande, mais aucun effet notable n’est observé au niveau des chocs d’offre. Les tentatives de certains pays candidats de fixer leurs monnaies à l’euro contribuent à synchroniser les chocs de demande. Dans la mesure où les chocs d’offre ont un impact durable sur la production, il n’y a pas d’impact significatif de la volatilité du taux de change nominal sur la symétrie des chocs d’offre.

Tableau 4  - corrélation entre la symétrie des chocs et l’intensité des échanges bilatéraux, 1994 – 2001 pour deux Tableau 4
Tableau 5  - l’effet de l’intensité des échanges bilatéraux et de la volatilité du taux de change sur la symétrie des chocs(1) Tableau 5

Conclusion

46

Il y a convergence des chocs de demande et divergence des chocs d’offre entre les pays candidats d’une part, et l’EU à 15 et l’Allemagne comme références alternatives, d’autre part. L’évolution des coefficients estimés d’asymétrie des chocs est confrontée à plusieurs indicateurs d’intensité des échanges bilatéraux et de volatilité des taux de change. Les résultats pour les chocs de demande corroborent l’argument d’endogénéité soulevé par Frankel et Rose (1998), selon lequel les liens de commerce extérieur sont de nature à synchroniser les cycles économiques. Pour les chocs de demande, il est plus probable pour les pays de satisfaire les critères pour devenir membres d’une union monétaire ex post, avec l’approfondissement de l’intégration économique. Du côté de l’offre, le lien entre l’asymétrie des chocs et l’intégration commerciale est ambigu. Une intensité plus forte des échanges peut accompagner aussi bien la symétrie que l’asymétrie des chocs d’offre. Toutefois, il y a un certain nombre de considérations qui viennent compliquer l’interprétation des résultats.

47

Premièrement, il n’y a pas de consensus dans la littérature sur la question de savoir lesquels des chocs - ceux d’offre ou ceux de demande - sont plus pertinents pour évaluer les coûts d’adhésion à l’UE M [21][21] Voir Gros et Thygesen (1999, pp. 277-280) pour la discussion.... L a théorie des zones monétaires optimales dit que plus les chocs sont symétriques entrepays (par-là, onentend lesperturbations d’offre aussi bien que celles de demande), moins il est coûteux d’abandonner une politique monétaire autonome [22][22] Mundell (1961) et McKinnon (1963) utilisent l’exemple.... Les études empiriques n’arrivent pas non plus à des conclusions claires. Souvent, l’importance des différents types des chocs n’est pas examinée. Il existe deux points de vue différents. Par exemple, pour Fidrmuc et Korhonen (2001, p. 21) les chocs d’offre sont “plus pertinents pour évaluer les coûts et les bénéfices des différents régimes de taux de change. Les chocs d’offre ont des effets durables sur le PIB, tandis que les chocs de demande n’ont que des effets transitoires.” D’autre part, pour Babetskii, Boone et Maurel (2003, p. 24), “l’absence de la convergence des chocs d’offre n’est pas nécessairement mauvaise du point de vue de l’adhésion à l’UEM. En fixant leurs taux de change nominaux, les pays émergents (…) n’ont qu’à laisser les gains de productivité se traduire en écarts d’inflation (…).”

48

Deuxièmement, l’interdépendance entre les indicateurs de cycle économique (e.g. la corrélation de l’activité économique détrendée) et les chocs d’offre et de demande n’est pas évidente. Par exemple, Fidrmuc et Korhonen (2001) mentionnent le comportement étonnant de la Slovénie qui a des cycles économiques fortement corrélés avec la zone euro, mais des chocs de demande aussi bien que d’offre qui sont peu corrélés. Comme les cycles économiques sont faits d’un mélange de chocs et de réactions à ces chocs, le même niveau de synchronisation des cycles économiques peut être observé dans deux cas mutuellement opposés : Des chocs similaires et des réactions similaires, ou des chocs asymétriques et des réponses asymétriques. L’exemple slovène illustre ce dernier cas. Par ailleurs, il est difficile de quantifier l’impact sur les résultats de l’estimation, de réactions à des chocs endogènes basées sur des choix politiques (voir Kenen, 2001).

49

Compte tenu des difficultés sus-mentionnées, et comme la robustesse des résultats est relativement faible entre les différentes études, il faut être prudent en formulant les recommandations de politique économique. Une interprétation des résultats peut être de dire que la fixation des monnaies nationales à l’euro ou l’adhésion à l’UEM ne serait pas plus coûteux pour les pays candidats que pour des pays déjà membres. En effet, les pays candidats se caractérisent par des niveaux d’asymétrie des chocs d’offre etde demandequi sont comparablesàceux de pays membres tels que l’Irlande, le Portugal, ou l’Espagne.

50

De plus, l’importance des critères de ZMO pour analyser l’opportunité d’adhésion à une union monétaire ne devrait pas être exagérée. Le degré de symétrie des chocs simultanés n’est qu’un des nombreux aspects des coûts associés à l’adhésion à une union monétaire. L’adhésion à l’UEM peut générer d’autres coûts, au moins aussi importants que la diversité des chocs, par exemple l’incompatibilité des critères de Maastricht actuels en matière d’inflation avec l’objectif de rattrapage. Les asymétries substantielles qui existent encore, en termes de chocs, entre les pays membres de l’UEM semblent indiquer que ce n’est probablement pas ce critère-ci qui est le plus important. Un autre regard sur les asymétries des chocs est celui du partage des risques proposé par Mundell (1973) et récemment traité par McKinnon (2002, p. 344). Les chocs asymétriques ne sont pas nécessairement mauvais; “la détention d’actifs aux fins du partage international des risques est mieux servie par une monnaie commune couvrant une vaste zone - à l’intérieur de laquelle les pays ou régions peuvent être, et peut-être devraient plutôt être, très différents.”


BIBLIOGRAPHIE

  • Artis M. et Zhang W. (1995). “International Business Cycles and the ERM : Is There a European Business Cycle ?” CEPR Discussion Paper, n° 1191, August.
  • Babetskii I., Boone L. et Maurel M. (2004). “Exchange Rate Regimes and Supply Shocks Asymmetry : The Case of the Accession Countries.” Journal of Comparative Economics, forthcoming.
  • Babetskii I., Boone L. et Maurel M. (2002). “Exchange Rate Regimes and Supply Shocks Asymmetry : The Case of the Accession Countries.” CEPR Discussion Paper, DP3408, June.
  • Bayoumi T. et Eichengreen B. (1997). “Ever Closer to Heaven ? An Optimum Currency Area Index for European Countries.” E uropean E conomic Review, ( 41) 3-5, pp. 761-770.
  • Bayoumi T. et Eichengreen B. (1996). “Operationalizing the Theory of Optimum Currency Areas.” CEPR Discussion Paper, n° 1484.
  • Bayoumi T. et Eichengreen B. (1993). “Shocking Aspects of European Monetary Integration”, in Torres, Francisco et Giavazzi, Francesco (eds.), Growth and Adjustment in the European Monetary Union, pp. 193-230. Cambridge, UK, Cambridge University Press and CEPR.
  • Blanchard O. J. et Quah D. (1989). “The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances.” American Economic Review, September, pp. 655–673.
  • Boone L. (1997). “Symmetry and Asymmetry of Supply and Demand Shocks in the European Union : A Dynamic Analysis.” CEPII Working Paper, n° 97/03, February. (Also published in Economie Internationale, in French).
  • Boone L. et Maurel M. (1999a). “L’ancrage de l’Europe centrale et orientale à l’Union européenne”, Revue économique, vol. 50, n° 6.
  • Boone L. et Maurel M. (1999b). “An Optimal Currency Area Perspective of the EU Enlargement to the CEECs.” CEPR Discussion Paper, n° 2119.
  • Boone L. et Maurel M. (1998). “Economic Convergence of the CEECs with the EU.” CEPR Discussion Paper, n° 2018.
  • Cohen D. et Wyplosz Ch. (1989). “The European Monetary Union : An Agnostic Evaluation”, in R. C. Bryant et alii (eds.), Macroeconomic Policies in an Interdepende nt World, International Monetary Fund, Washington.
  • De G rauwe P. (1997). The E conomics of Monetary Integration, Oxford University Press.
  • De Grauwe P. et Vanhaverbeke W. (1993). “Is Europe an Optimum Currency Area ? Evidence from Regional Data”, in P. Masson and M. Taylor (eds.), Policy Issues in the Operation of Currency Unions, Cambridge University Press, Cambridge.
  • European Commission (1990). “One Market, One Money.” European Economy, n° 44, October.
  • Fidrmuc J. (2001). “The Endogeneity of the Optimum Currency Area Criteria, Intraindustry Trade, and EMU Enlargement.” LICOS Discussion Paper, June.
  • Fidrmuc J. et Korhonen I. (2001). “Similarity of Supply and Demand Shocks between the Euro Area and the CEECs.” BOFIT Discussion Paper, n° 14.
  • Flandreau M. et Maurel M. (2001). “Monetary Union, Trade Integration, and Business Cycles in 19th Century Europe : Just Do It.” CEPR Discussion Paper, n° 3087, November.
  • Fontagné L. et Freudenberg M. (1999). “Endogenous Symmetry of Shocks in a Monetary Union.” Open Economics Review, 10 : pp. 263-287.
  • Frankel J.A. et Rose A. K. (1998). “The Endogeneity of the Optimum Currency Area Criteria.” Economic Journal, 108 (449), July, pp. 1009-1025.
  • Frankel Jeffrey A. et Rose A. K. (1997). “Is EMU More Justifiable Ex Post than Ex Ante ?” European Economic Review, (41) 3-5, pp. 753-760.
  • Frenkel M., Nickel Ch. et Schmidt G. (2002). “How Symmetric Are the Shocks and the Shock Adjustment Dynamics Between the Euro Area and Central and Eastern European Countries ?” The International Monetary Fund Working Paper, 02/222.
  • Gros D. et Lane T. (1994). “Symmetry versus Asymmetry in a Fixed Exchange Rate System.” Kredit Und Kapital, 1, pp. 43-66.
  • Gros D. et Thygesen N. (1999). European Monetary Integration, 2nd edition, Longman.
  • Harvey A.C. (1992). Forecasting, Structural Time Series Models and the Kalman Filter. Cambridge University Press.
  • Hénin P.-Y. (1997). “Schumpeter et la croissance économique (Schumpeter and Economic Growth).” Les Cahiers français, n° 280, Découverte de l’économie, pp. 45-46.
  • Horvath J. et Ratfai A. (2004). “Supply and Demand Shocks in Accession Countries to the European Monetary Union”, Journal of Comparative Economics, forthcoming.
  • Horvath R. et Komárek L. (2002). “Optimum Currency Area Theory : An Approach for Thinking about Monetary Integration.” Warwick Economic Research Papers, n° 647, August.
  • Hospers G.-J. (2003). “From Schumpeter to the Economics of Innovation.” Briefing Notes in Economics, n° 56, March. http :// www. richmond. ac. uk/ bne
  • IMF. Annual Report !on Exchange Rate Arrangements and Exchange Rate Restrictions. Several issues (1991-2001). Washington, DC.
  • Kenen P. J. (1969). “The Theory of Optimum Currency Areas : An Eclectic View”, in Mundell R. A. and Swoboda A. K. (eds.), “Monetary Problems of the International Economy.” University of Chicago Press, pp. 41-60.
  • Kenen Peter B. (2001). “Currency Areas, Policy Domains, and the Institutionalization of Fixed Exchange Rates.” Centre for Economic Performance, August.
  • Kose M. Ayhan et Yi Kei-Mu ( 2001). “International Trade and Business Cycles : Is Vertical Specialization the Missing Link ?” American Economic Review, vol. 91/2, pp. 371-375.
  • Krugman P. (1993). “Lessons of Massachusetts for EMU”, in Francisco Torres and Francesco Giavazzi (eds.), Adjustment and Growth in the European Monetary Union, pp. 241-261. Cambridge, UK, Cambridge University Press and CEPR.
  • McK innon R. (1963). “Optimum Currency Areas.” American Economic Review, 53, pp. 717-725.
  • McKinnon R. (2002). “Optimum Currency Areas and the European Experience.” Economics of Transition, 10 (2), pp. 343-364.
  • Mundell R. A. (1961). “A Theory of Optimum Currency Areas.” American Economic Review, 51, pp. 657-665.
  • Mundell R. A. (1973). “Uncommon Arguments for Common Currencies”, in Johnson H. G. and Swoboda A. K. (eds.), The Economics of Common Currencies. Allen and Unwin, pp. 114-132.
  • Nuti Mario D. (ed.). (2002). “A Symposium on Exchange Rate Regimes in Transition Economies : The Euroization Debate.” Economics of Transition, 10 (2), pp. 339-512.
  • Ricci Luca A. (1997 a). “Exchange Rate Regimes and Location.” The International Monetary Fund Working Paper, 97/69.
  • Ricci Luca A. (1997 b). “A Model of the Optimal Currency Area.” The International Monetary Fund Working Paper, 97/76.
  • R ose Andrew K. (2000). “One Money, One Market : Estimating the Effect of Common Currencies on Trade.” Economic Policy, vol. 17, pp. 7-46.
  • Schumpeter J. (1943). Capitalism, Socialism and Democracy. London : Allen & Unwin.
  • Weber A. A. (1991). “E MU and Asymmetries and Adjustment Problems in the EMS” in “The Economics of EMU”, European Economy, Special Edition 1.

Notes

[(*)]

The Czech National Bank, International Economic Analysis Division. La présente recherche a été menée avec le soutien de la Banque Nationale tchèque (CNB). L’auteurest profondément reconnaissant à Alexis Derviz pour ses suggestions précieuses. Les commentaires fournis par Jan Fidrmuc, Michal Kejak, Jan Kmenta, Evžen Kocenda, Luboš Komárek, Mathilde Maurel, Daniel Münich, Stanislav Polak, Gérard Roland, Jan Svejnar et par les participants des colloques tenus à la CNB, au CERGE-EI, et au Roses ont été appréciés. Économie et Prévision n°163 2004/2

[(1)]

L’adhésion de la Bulgarie et de la Roumanie est prévue pour 2007.

[(2)]

e. g. la mobilité de la main-d’œuvre, la flexibilité des prix à la production, et un système de transferts financiers.

[(3)]

Il y a une tendance dans la littérature, à utiliser les mots “chocs” et “cycles commerciaux” comme des synonymes. Toutefois, le terme “cycle commercial” a un sens plus large que “choc”: les cycles commerciaux concernent, en général, des composantes détrendées des agrégats macroéconomiques, telles que le PIB, la production industrielle, l’emploi etc. Un cycle économique représente donc un mélange de chocs (e. g. chocs d’exportation, salariaux, pétroliers, climatiques etc.) et de réactions à ces chocs.

[(4)]

Voir Boone et Maurel (1998,1999a, 1999b), Horvath (2002a), et Babetskii, Boone et Maurel (2002,2004).

[(5)]

Le terme “endogénéité des critères de ZMO” a été introduit par Frankel et Rose (1997,1998), Voir aussi Bayoumi et Eichengreen (1997) et Rose (2000) pour la discussion.

[(6)]

Voir par exemple Cohen et Wyplosz (1989), Weber (1991), De Grauwe et Vanhaverbeke (1993), Artis et Zhang (1995).

[(7)]

Dans le contexte de leur travail, le terme “asymétries structurelles” semble être synonyme de “stabilité des paramètres”. En ce qui concerne le filtre de Kalman, nous préférons remplacer “le seul outil” par “un outil pratique” pour traiter la convergence dynamique.

[(8)]

Voir Ricci (1997b); voir aussi Horvath (2002b), pp. 21-23, pour un état récent des modèles de ZMO.

[(9)]

Voir, entre autres, Kose et Yi (2001).

[(10)]

“D’une manière endogène”veut dire ici “au sein du modèle”.

[(11)]

La dimension “temps” est de quatre, comme l’échantillon qui couvre les années 1959-1993 est divisé en 4 sous-périodes.

[(12)]

Il y a des études sur les “indices de ZMO” qui tirent des conclusions concernant la mesure dans laquelle les différents pays sont préparés à entrer dans une union monétaire, par le biais de prévisions concernant la variabilité des taux de change. Voir Bayoumi et Eichengreen (1997), Horvath et Komárek (2002).

[(13)]

Voir le tableau 1 f) “Volatilité des taux de change nominaux” in Babetskii, Boone et Maurel (2003), p. 31.

[(14)]

Nous choisissons K de deux manières. Premièrement, selon Blanchard et Quah (1989) et Babetskii, Boone et Maurel (2004,2002), nous utilisons 8 sous-périodes, soit un équivalent de 2 ans, et nous procédons à des estimations avec des données avant et à partir de 1993, pour prendre en compte l’impact de la “récession de transformation”. Nous appliquons les critères d’information de Akaike et Schwarz qui suggèrent deux, trois ou quatre périodes. Nous retenons deux et quatre pé ri ode s d’une maniè re uniforme. Fina leme nt, nous appliquons aux résidus le test de Ljung-Box (pour la corrélation en série d’un ordre supérieur) et le test de Jarque-Bera (pour la normalité). La comparaison entre ces estimations nous perme t d’évaluer la robus tess e pa r rapport !aux tailles des échantillons et aux longueurs des périodes.

[(15)]

Les variations de la volatilité ERVit peuvent être artificielles, dans le cas par exemple où le pivot d’un crawling peg est modifié par décision de la Banque centrale.

[(16)]

Compte tenu de l’espace limité, et pour préserver la clarté, nous présentons les résultats pour les chocs d’offre et de demande obtenus par un système VAR à 8 sous-périodes entre 1990 et 2002. De plus, c’est pour ce cas précis que les évolutions dans le temps des asymétries des chocs d’offre et de demande entre les Peco et l’Union européenne sont illustrées dans notre récent article (Babetskii, Boone, Maurel, 2004). Les résultats basés sur les estimations de la période de 1993-2002, utilisant deux ou trois sous-périodes, ne présentent pas de différence qualitative et sont disponibles sur simple demande.

[(17)]

Il est aussi vérifié que le terme constant at converge vers zéro pour les chocs d’offre aussi bien que pour ceux de demande. Les résultats sont disponibles sur demande.

[(18)]

La question est de savoir si ces pays communautaires représentent une bonne référence. D’une part, ils partagent d’ores et déjà une politique monétaire commune. D’autre part, du fait de leur position géographique, les trois pays choisis ci-dessus sont souvent désignés comme faisant partie de la “périphérie” communautaire. À long terme, les Peco peuvent être plus étroitement corrélés avec l’Allemagne / l’UE que les pays “périphériques”.

[(19)]

Les résultats ne sont pas présentés, car, en cas de deux variables, le coefficient de corrélation et la régression MCO fournissent pratiquement les mêmes informations.

[(20)]

Schumpeter (1943). Voir aussi Hénin (1997) et Hospers (2003).

[(21)]

Voir Gros et Thygesen (1999, pp. 277-280) pour la discussion des effets des différents chocs dans le contexte de la théorie des ZMO.

[(22)]

Mundell (1961) et McKinnon (1963) utilisent l’exemple des chocs de demande à l’exportation pour illustrer les principes élémentaires des ZMO. Kenen (1969) distingue les perturbations de demande de celles qui sont dues aux technologies.

Résumé

Français

Selon la Commission (1990), une intégration plus étroite entraîne une moindre fréquence des chocs asymétriques et des cycles économiques mieux synchronisés entre pays. Mais pour Krugman (1993), une intégration plus étroite égale une plus forte spécialisation et apporte donc un risque plus élevé de chocs idiosyncrasiques. Le présent article cherche à déterminer lequel de ces deux arguments est corroboré par les données disponibles sur les Peco (Pays d’Europe Centrale et Orientale). Ceci est fait en confrontant l’évolution dans le temps des coefficients caractérisant l’asymétrie des chocs d’offre et de demande aux indicateurs d’intensité des échanges et de taux de change. Nous constatons que (i) une intensité accrue des échanges commerciaux mène à une plus forte symétrie des chocs de demande et l’effet de l’intégration au niveau de l’asymétrie des chocs d’offre est variable d’un pays à l’autre; (ii) une réduction de la volatilité des taux de change a un impact positif sur la convergence des chocs de demande. Les résultats confirment donc la position de la Commission européenne et aussi l’argument de Kenen (2001) selon lequel l’impact de l’intégration commerciale sur l’asymétrie des chocs dépend des types des chocs.

Mots-clés

  • élargissement
  • cycle économique
  • échanges commerciaux
  • ZMO (zone monétaire optimale)

English

EU Enlargement and Endogeneity of Some OCA Criteria: Evidence from the CEECs The European Commission (1990) reports that closer integration reduces the frequency of asymmetric shocks and synchronizes business cycles more between countries. However, Krugman (1993) posits that closer integration entails greater specialization and hence greater risks of individual shocks. This paper draws on evidence from a group of CEEC countries to determine which argument is supported by the data. It does so by comparing supply and demand shock asymmetry coefficients with trade intensity and exchange rate indicators over time. We find that (i) an increase in trade intensity gives rise to greater demand shock symmetry and the effect of integration on supply shock asymmetry varies from country to country; (ii) a decrease in exchange rate volatility has a positive effect on demand shock convergence. TheresultsconfirmtheEuropean Commission’s view andKenen’sargument(2001) thattheeffectof trade integration on shock asymmetry depends on the type of shock.

Keywords

  • EU enlargement
  • business cycle
  • trade
  • OCA (optimal currency area)

Plan de l'article

  1. Asymétrie des chocs et intégration : quels résultats attendons-nous ?
    1. Mesurer l’asymétrie des chocs
    2. Asymétrie des chocs et intégration : discussion de l’endogénéité
    3. Quelques faits “stylisés” sur les pays choisis
  2. Données et méthodologie
    1. Première étape : identifier les chocs
    2. Étape 2. Calculer la corrélation dans le temps, des perturbations d’offre et de demande
    3. Étape 3 : asymétrie des chocs et intégration : “position de la Commission européenne” versus “position de Krugman”
  3. Résultats
  4. Conclusion

Article précédent Pages 33 - 49 Article suivant
© 2010-2018 Cairn.info
Chargement
Connexion en cours. Veuillez patienter...