UNIVERSITE PARIS OUEST NANTERRE LA DEFENSE U.F.R. SEGMI THESE. Pour obtenir le grade de DOCTEUR ES SCIENCES ECONOMIQUES

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1 UNIVERSITE PARIS OUEST NANTERRE LA DEFENSE U.F.R. SEGMI Année 2009 THESE Pour obtenir le grade de DOCTEUR ES SCIENCES ECONOMIQUES Présentée et soutenue publiquement par Raphaël Jeudy LA TRANSMISSION DE LA POLITIQUE MONETAIRE AUX TAUX BANCAIRES EN EUROPE Sa dynamique et sa détermination vues au travers de modèles univariés et multivariés Directeur de thèse : Monsieur Michel Boutillier, Professeur à l Université Paris Ouest Nanterre La Défense

2 L Université Paris Ouest Nanterre La Défense n entend donner aucune approbation ni improbation aux opinions émises dans les thèses ; ces opinions doivent être considérées comme propres à leurs auteurs. 1

3 Je tiens à remercier monsieur Michel Boutillier, professeur à l université Paris Ouest Nanterre La Défense, pour avoir encadré cette thèse, pour m avoir soutenu tout au long de mon travail de recherche et dans mon projet professionnel, et pour avoir toujours été présent dans les moments où j avais besoin de son aide. Je tiens à remercier également Madame Valérie Mignon, professeur à l université Paris Ouest Nanterre La Défense, pour ses précieux conseils et pour m avoir communiqué son intérêt pour l économétrie. Je remercie monsieur Nicolas Boitout, trader à la Société Générale, pour l intérêt qu il a porté à mon travail de thèse, pour ces conseils et remarques, pour m avoir fait découvrir le monde de la finance et pour m avoir communiqué son goût pour l actualité économique. Je remercie monsieur Laurent Ferrara, économiste à la Banque de France, madame Carole Deneuve et monsieur Alain Henriot, économistes au COE-Rexecode, pour leur soutien et leurs conseils. 2

4 Introduction générale 3

5 La politique monétaire européenne est un sujet majeur de l analyse économique. La mise en place de la politique monétaire commune à la fin des années est un événement sans précédent dans l histoire économique. En, un ensemble de pays décide d abandonner leur autonomie monétaire dans le cadre du traité de l Union européenne. Dès lors, la Banque Centrale Européenne (BCE) est indépendante 1 dans la conduite de la politique monétaire de la zone euro. L objectif principal du système européen de banques centrales (SEBC) est de maintenir la stabilité des prix. Derrière ce premier objectif, le SEBC apporte son soutien aux politiques économiques générales dans la Communauté, en vue d obtenir un niveau d emploi élevé avec une croissance durable et non inflationniste. La politique monétaire est au cœur des préoccupations économiques car elle a des objectifs et des répercussions sur l économie. «Aujourd hui, la politique monétaire consiste pour une banque centrale à maintenir le pouvoir d achat de la monnaie, tout en se préoccupant de la stabilisation de l activité économique, en contrôlant les taux d intérêt à court terme» - (Bordes, 2007). Cette définition correspond bien à l objectif et aux instruments de la BCE. En effet, le premier objectif de la BCE est de maintenir la stabilité des prix et le canal du taux d intérêt est, comme le souligne une étude d Angeloni, Kashyap, Mojon, et Terlizzese (2002), le canal de transmission principal, même s il n est pas le seul, de la politique monétaire européenne. Dans le cadre de notre thèse, nous nous intéressons principalement à ce canal de transmission mais, d une manière générale, celle-ci peut se faire par l intermédiaire de plusieurs instruments. Ainsi, le taux de change, le taux d intérêt, l encours de crédit et les anticipations sont autant de canaux de transmission qui peuvent être mobilisés par les banques centrales dans le cadre de leur mission. Notre analyse se focalise sur la diffusion de la politique monétaire par le canal du taux d intérêt dont le principe général peut se décrire de la façon suivante ; en raison de la viscosité des prix et des salaires qui a son reflet dans les anticipations des agents économiques à court terme du taux d inflation, une variation du taux d intérêt nominal entraîne une variation dans le même sens du taux d intérêt réel qui est égale à la 1 Ni la Banque Centrale Européenne, ni une banque centrale nationale, ni un membre de quelconque de leurs organes de décision ne peuvent solliciter ou accepter des instructions des institutions ou organes communautaires, des gouvernements des Etats membres ou de tout autre organisme (article 107 du traité de l Union européenne). 4

6 différence entre le taux d intérêt nominal et le taux d inflation anticipé. Une baisse (hausse) généralisée du taux d intérêt réel stimule (ralentit) la demande globale. La rigidité des prix à court terme se traduit alors par une expansion (récession) de l activité économique (Bordes 2007). Ce premier aperçu des mécanismes de transmission de la politique monétaire par le canal du taux d intérêt montre un lien direct entre les variations du taux nominal et la demande globale. Dans la réalité, ce processus de transmission n est pas toujours direct. En effet, en dehors des voies de financement direct (recours à l autofinancement ou à l émission de titres), le financement de la demande globale (consommation et investissement) passe par l intermédiaire du financement bancaire. La transmission de la politique monétaire passe donc en partie par l intermédiaire des banques dans un premier temps. A la suite d un mouvement des taux directeurs, les répercussions de ces derniers sur les taux bancaires vont se manifester sur l économie réelle par l intermédiaire du crédit. La transmission de la politique monétaire se décompose donc en deux grandes étapes dans le cadre d une finance intermédiée. La première est la diffusion des taux directeurs sur les taux bancaires. La seconde étape du processus est l impact de ces taux bancaires sur les composantes de la demande globale, à savoir en premier lieu la consommation et l investissement. Les banques assument donc un rôle central dans le mécanisme de transmission des taux d intérêt à l économie en jouant un rôle d intermédiaire entre l intervention de la banque centrale et les effets de celle-ci sur la demande globale. L objet de notre thèse est l étude de la première étape, c'est-à-dire la transmission de la politique monétaire sur les taux bancaires. La deuxième étape de la transmission est un autre objet d étude et pourrait s inscrire dans un prolongement de nos travaux. L étude de la première phase de transmission de la politique monétaire sur les taux bancaires est essentielle dans la compréhension du canal de transmission des taux d intérêt. Ce mécanisme de transmission se résume sous le terme anglo-saxon de pass-through des taux directeurs sur les taux bancaires. En dehors du strict lien entre les taux directeurs et les taux bancaires, la transmission de la politique monétaire agit sur l ensemble des formes de financement par le canal des anticipations qui renforce lui-même la transmission par le canal des taux d intérêt (Bordes, 2007). La banque centrale agit sur les taux d intérêt à court terme, mais les 5

7 décisions d investissement de l économie sont, en fait, largement déterminées par les anticipations contenues dans les taux d intérêt à plus long terme. Ce point soulève la question de la transparence et de la communication de la banque centrale qui permet de renforcer son action sur les taux d intérêt par le canal des anticipations. Dans le cadre du financement intermédié, les anticipations de long terme sur la politique de la banque centrale et sur les conditions économiques futures devraient avoir des répercussions sur les taux bancaires. En suivant ce raisonnement, les anticipations sur la politique monétaire et sur le climat économique devraient donc influencer le passthrough des taux directeurs sur les taux bancaires. Dans le même temps, dans le cadre du financement direct, ces mêmes anticipations conditionnent la détermination des taux d intérêt à long terme. L étude du pass-through ne doit donc pas se limiter uniquement à l étude de la relation entre les taux directeurs et les taux bancaires, mais doit s étendre à l ensemble des relations entre les taux présents sur toute la structure par terme des taux d intérêt, permettant ainsi de dégager le rôle des anticipations dans le processus de transmission de la politique monétaire. Dans leur étude de 2003, Sander et Kleimeier mettent en relief ce point en proposant deux types d estimation du pass-through : l une de ces estimations repose sur la relation directe entre le taux de la politique monétaire et le taux bancaire et l autre repose sur la relation entre des taux de marché de différentes maturités et les taux bancaires. Ainsi, ces différents taux monétaires ou obligataires contiendraient les anticipations relatives à leurs diverses échéances. Une autre étude de ces mêmes auteurs parue en 2004 montre, en isolant la composante anticipée de la politique monétaire à l aide de taux sur les futures EURIBOR, que le pass-through est plus rapide lorsque les changements de la politique monétaire sont correctement anticipés. De même, de Bondt, Mojon, Valla (2005) proposent un modèle de pass-through qui fait intervenir à la fois un taux court du marché monétaire (taux à trois mois) et un taux long du marché obligataire (taux à dix ans) dans la même équation. Leur principale conclusion est que les taux bancaires sont à la fois influencés par les changements sur les taux à court terme et par les changements sur les taux à long terme, et ce quelle que soit la maturité du taux bancaire considéré. En dehors de ces trois études, la question du rôle des anticipations sur le pass-through des taux de la politique monétaire sur les taux bancaires en Europe reste un sujet peu exploité à ce jour. Certaines études, notamment Amisano, Cesura, Giannini, Seghelini () sur l Italie et Pétursson (2001) sur l Islande traitent de la transmission des taux d intérêt le long de la structure par terme et de 6

8 l ensemble des interactions avec des taux bancaires, permettant ainsi de faire ressortir une partie des effets des anticipations contenues dans les taux monétaires et obligataires sur le pass-through. Néanmoins, ces études ne s appliquent pas à la zone Euro. En Europe, l analyse du pass-through soulève la question de l intégration européenne. En effet, depuis la mise en place de la politique monétaire unique, la question se pose de savoir si la politique de la BCE parle d une seule voix sur l ensemble de la zone euro ou si les effets de la politique monétaire pourraient être différents d un pays à l autre, occasionnant ainsi des déséquilibres ou des hétérogénéités dans la diversité des économies européennes. Le pass-through des taux d intérêt en Europe soulève donc la question de la cohérence de la politique monétaire unique. Cette question est traitée dans de nombreuses études telles que Mojon (), Toolsema, Sturm, Haan (2002), de Bondt (2002) et Sander et Kleimeier (2003). Il ressort plusieurs résultats communs à cette littérature. Le pass-through est visqueux et souvent incomplet avec généralement une meilleure transmission sur les taux bancaires à maturité courte que sur les taux à maturité longue comme pour l immobilier. Par ailleurs, l ensemble de ces études s accordent sur le fait que la transmission s est améliorée avec la mise en place de la politique monétaire commune. Enfin, on conclut généralement à une hétérogénéité des pass-through en Europe. La recherche des déterminants de cette diversité persistante dans les dynamiques de transmission est abordée dans Mojon (), Sander et Kleimeier (2003), Cadoret, Durand, Payelle (2006). Cette hétérogénéité serait principalement liée aux différences des marchés bancaires et des relations de crédit entre banques et clientèles propres à chaque pays. Elle serait aussi liée à des différences dans les structures des économies. Ces résultats montrent que l unité de la politique monétaire n est pas aussi évidente qu il n y paraît et que les relations entre les taux directeurs et les taux bancaires sont loin d être homogènes et instantanées. Si, malgré la mise en place d une politique monétaire commune, il subsiste de fortes disparités dans la transmission des taux d intérêt à court terme sur les taux bancaires, alors les retombées de la politique de la BCE seraient différentes d un pays à l autre. Ces hétérogénéités se situent non seulement entre les pays, mais aussi entre les types 7

9 de taux bancaires. En effet, l ensemble des études citées précédemment s accorde généralement sur le fait que le pass-through est meilleur sur les taux débiteurs à court terme aux entreprises que sur les taux débiteurs à long terme à l immobilier. Ainsi, les vitesses et les niveaux du pass-through sont souvent différents selon les pays, selon les maturités des taux, selon les emprunteurs et selon les objets. De même, la réponse des taux bancaires aux variations des taux directeurs et/ou des taux monétaires dépend parfois du sens des variations (Borio et Fritz, et Mojon, ). La qualité du pass-through peut aussi dépendre du fait que le taux d intérêt est en dessous ou audessus des niveaux d équilibre de long terme déterminés par les relations de cointégration (Hofmann, et Sander et Kleimeier, 2002 et 2003). Comme pour les vitesses et les niveaux de transmission, ces asymétries peuvent être très hétérogènes. Cette multiplicité des pass-through indique la présence d une distorsion dans la diffusion de la politique monétaire. En dépit de la mise en place d une autorité monétaire unique, ces différences semblent persister. Ainsi, Mojon (), de Bondt (2002) et Sander et Kleimeier (2003) étudient la relation de pass-through en Europe et son évolution suite à la mise en application de la politique monétaire unique. Néanmoins, c est dans l étude de Toolsema, Sturm et Haan (2002) que l estimation économétrique permet, pour la première fois, une approche dynamique du passthrough à l aide de régressions glissantes, permettant ainsi de suivre l évolution de la transmission du taux monétaire à trois mois sur le taux des crédits à court terme aux entreprises au cours des années pour six pays de la zone euro. Cette analyse révèle aussi la présence et la persistance d hétérogénéités et nous livre une approche intéressante de l étude de la convergence des pass-through en Europe en permettant de suivre leurs différentes évolutions. Cependant, à notre connaissance, cette méthode est peu exploitée et il nous semble que l approche économétrique des régressions glissantes pourrait être étendue à l ensemble des types de taux bancaires et à l ensemble des pays de l euro 12 pour l estimation de la qualité du pass-through, mais aussi, pour suivre l évolution des asymétries de signe ou d amplitude des variations qui font l objet des travaux développés dans Sander et Kleimeier (2003). L étude de ces comportements de transmission et l étude des causes de ces hétérogénéités nous semble indispensable à la compréhension de la transmission de la politique monétaire par le canal des taux d intérêt. Néanmoins, cette étude nécessite une analyse approfondie de l évolution du pass-through à l aide d une approche 8

10 dynamique telle que celle adoptée par Toolsema, Sturm et Haan (2002). Enfin, il semble nécessaire d avoir une bonne compréhension de l ensemble des interactions au sein de la structure par terme des taux afin d en dégager le rôle des anticipations dans le mécanisme de transmission de la politique monétaire par le canal des taux d intérêt. A notre connaissance, aucune approche multivariée sur l ensemble de la structure par terme des taux d intérêt n a été réalisée sur la zone euro. La question de l unité de la politique monétaire en Europe nous amène à vérifier dans un premier temps la présence d hétérogénéités dans les pass-through des taux d intérêt en Europe. Ainsi, le premier chapitre nous amène à estimer le pass-through pour l ensemble des pays et des taux bancaires en suivant la méthode des régressions glissantes utilisée dans Toolsema, Sturm et Haan (2002). Elle est complétée par des estimations de modèles à seuil, permettant ainsi de mettre en évidence des comportements asymétriques dans le processus de transmission et d en suivre l évolution. Cette première analyse nous permet de conclure sur la présence et la persistance d hétérogénéités dans le processus de transmission de la politique monétaire sur les taux bancaires dans la zone euro et ce, en dépit d une amélioration généralisée de la vitesse du pass-through coïncidant avec la mise en place de la politique monétaire unique de l Union européenne. Ces premières conclusions nous amènent à nous poser la question des facteurs économiques qui pourraient expliquer la présence d hétérogénéités mais aussi à nous demander si l amélioration de la vitesse de transmission serait effectivement liée à la diminution de la volatilité des taux comme le suggèrent Mojon () et Sander et Kleimeier (2003). Ainsi, le second chapitre est consacré à la recherche des déterminants du pass-through en Europe. Certains facteurs, tels que la volatilité des taux, l inflation, la croissance ou encore la concurrence et la santé du secteur bancaire pourraient avoir une influence sur les dynamiques du pass-through, qu il s agisse aussi bien des comportements symétriques ou asymétriques développés dans le premier chapitre. Afin de déterminer l impact que pourraient avoir certaines variables liées à l état de l économie ou à des évolutions des structures du marché bancaire, il est nécessaire de procéder à une analyse de ces éventuels déterminants à l aide d une estimation sur données de panel (Mojon, et Sander et Kleimeier, 2003). Cette fois, l ensemble des variables endogènes de notre modèle comprennent à la fois les 9

11 niveaux de réponse à différents horizons de temps et les vitesses d ajustement (Sander et Kleimeier, 2003), mais aussi les coefficients d asymétrie de signe et d amplitude calculés dans le premier chapitre. Enfin, nous pouvons souligner le fait que l utilisation préalable des régressions glissantes dans ce premier chapitre augmente considérablement la taille de notre échantillon par rapport aux études précédentes. Enfin, comme nous l avons souligné précédemment, l étude du pass-through de la politique monétaire sur les taux bancaires ne doit pas simplement se limiter à une relation entre deux taux. L estimation du pass-through doit s étendre à l ensemble des relations entre les taux présents sur toute la structure par terme des taux d intérêt qu elle porte sur les taux de marché monétaire (taux directeurs, taux du marché monétaire, taux du marché obligataire) ou sur les taux bancaires, permettant ainsi de dégager le rôle des anticipations dans le processus de transmission de la politique monétaire. Le troisième chapitre est une analyse multivariée du pass-through en Europe. Dans ce dernier chapitre, nous nous inspirons des approches d Amisano, Cesura, Giannini, Seghelini () et de Pétursson (2001) afin de modéliser la transmission de la politique monétaire dans un système de taux d intérêt. Nous étendons l approche multivariée à l ensemble des pays de la zone euro sur plusieurs sous-périodes d estimation, notamment pré euro et post euro, et avec des taux débiteurs à différentes échéances afin de souligner le rôle des anticipations contenues dans la partie longue de la courbe (taux obligataires) sur le pass-through des taux bancaires. La prise en compte des données de la fin 2008 jusqu à mai 2009 nous permet enfin de conclure sur les effets du choc violent de la politique monétaire de la BCE sur l ensemble de la structure par terme des taux d intérêt pendant cette période de stress. La suite de notre introduction donne un bref aperçu des techniques économétriques utilisées dans notre thèse et dans les études précédentes sur le pass-through. Nous insistons enfin sur la nature des données utilisées et sur le champ de notre analyse. L estimation du pass-through fait appel à l économétrie des séries temporelles. Une grande variété de modèles est utilisée au cours de nos travaux. Au sein de la structure par terme, les taux d intérêt sont généralement des variables non stationnaires et sont 10

12 fortement corrélés. En conséquence, l estimation du pass-through des taux d intérêt se prête naturellement à la recherche de relations de co-intégration, ce qui permet ainsi de dissocier les relations de long terme des relations de court terme entre les taux. Depuis le premier modèle autorégressif, appelé modèle «standard», développé par Cottarelli et Kourelis () et repris dans Borio et Fritz (), les modèles à correction d erreur sont fréquemment utilisés dans la littérature : Mojon (), Toolsema, Sturm, Haan (2002), de Bondt (2002), Sander, Kleimeier (2003), de Bondt, Mojon, Valla (2005). La transmission des taux d intérêt peut être asymétrique selon le sens ou l ampleur des variations. Dans leur étude de (2003), Sander et Kleimeier proposent l utilisation de modèles à seuil capables d estimer ces asymétries de transmission. Comme nous l avons souligné précédemment, l étude du pass-through consiste en une analyse des relations au sein d un système de taux d intérêt, ce qui nous amène naturellement à avoir recours à l utilisation de modèles multivariés. Ces derniers modèles sont utilisés dans plusieurs études notamment Amisano, Cesura, Giannini, Seghelini () et Pétursson (2001) qui traitent de la transmission des taux d intérêt le long de la structure par terme. D autres études mettent en avant la modélisation VAR pour l estimation du pass-through, notamment Donnay, Degryse (2001), de Bondt (2002) et Aggelis (2006), mais ces études ne traitent pas des interactions entre les segments intermédiaires de la courbe de rendement des taux. Enfin, l analyse des causes de l hétérogénéité des pass-through nécessite de faire appel à l économétrie des données de panel sur un grand nombre de variables économiques et financières. L estimation se fait par des modèles à effets fixes permettant d isoler les effets pays ou les effets liés au type de taux bancaire. Des approches similaires ont notamment été utilisées dans Mojon () et Sander et Kleimeier (2003). Pour répondre à la question de l intégration européenne, il est nécessaire de couvrir une large période d estimation de manière à pouvoir suivre l évolution de la transmission. Notre champ d étude s étend de à 2009, permettant ainsi de comparer les réactions des politiques monétaires avant et après la mise en place de la politique monétaire unique. Cette plage d estimation permet, dans un premier temps, de faire ressortir les effets de cette transition sur le pass-through, puis, dans un second temps, de suivre l évolution de ces comportements de transmission sur une longue période post euro. En outre, notre dernier chapitre prend en compte les données 11

13 postérieures à septembre 2008, permettant ainsi de faire ressortir les effets engendrés par la forte réaction de la politique monétaire de la BCE suite à l intensification de la crise financière. Les données de taux bancaires sont les statistiques mensuelles de la BCE sur les taux des MFIs (monetary financial institutions), homogénéisées à partir de Avant 2003, les données sont les statistiques propres à chaque pays, ce qui pose un problème de continuité dans nos analyses dont il est nécessaire de tenir compte. Ces statistiques offrent une grande diversité de taux débiteurs et créditeurs tels que les taux du crédit à l immobilier, les taux du crédit à la consommation, les taux à court terme et à long terme aux entreprises et les taux sur les dépôts à terme. Outre les taux bancaires, notre étude couvre un large panel de taux d intérêt comprenant les taux de référence des banques centrales des pays de la zone avant puis ceux de la BCE, les taux monétaires à trois, six et douze mois, ainsi que les taux des obligations d Etat à dix ans. Notre champ d étude se limite aux pays de l euro 12 à l exception du Luxembourg en raison du nombre limité de données pour ce pays avant La diversité des taux bancaires et des pays combinée avec une longue plage d estimation permet de faire des comparaisons des pass-through selon les différents types de taux, selon les pays et selon les sous-périodes et les contextes économiques qui peuvent leur être associés. 12

14 Sommaire Introduction générale Les dynamiques de transmission des taux de la politique monétaire sur les taux bancaires en Europe Introduction du chapitre Conclusion du chapitre Analyse des déterminants de la transmission des taux directeurs sur les taux bancaires en Europe Introduction du chapitre Conclusion du chapitre Etude de la transmission des taux directeurs le long de la structure par terme en Europe : une analyse multivariée du pass-through Introduction du chapitre Conclusion du chapitre Conclusion générale Bibliographie Table des matières

15 Chapitre 1 1 Les dynamiques de transmission des taux de la politique monétaire sur les taux bancaires en Europe 14

16 Introduction du chapitre 1 L estimation de la transmission des taux directeurs sur les taux bancaires permet de se rendre compte de l impact de la politique monétaire lorsque celle-ci passe par la maîtrise des taux d intérêt. Ce mécanisme de transmission est plus couramment connu sous le terme de pass-through des taux directeurs sur les taux bancaires. La question du pass-through est tout d abord la mesure de cette transmission. Il s agit, en effet, de mesurer les variations des taux bancaires à la suite d un choc sur les taux directeurs de la banque centrale. Ceci permet alors de se rendre compte de l influence des variations des taux directeurs sur le secteur bancaire. Une question sous-jacente est alors soulevée : existe-t-il un lien entre ce mécanisme et les structures du marché bancaire? En effet, il est probable que certains paramètres aient une influence sur cette transmission. Ainsi, l état de la concurrence bancaire, l état du développement des marchés financiers ou encore les différences dans les structures productives des économies sont peut-être responsables des disparités observées entre les pays (Cadoret, Durand, Payelle, 2006). Ce dernier point renvoi à la présence bien connue de disparités importantes entre les pass-through des différents pays de la zone euro pendant les années. Ce phénomène apparaît dans plusieurs études sur le sujet notamment Mojon () et Sander et Kleimeier (2003). L hétérogénéité des pass-through en Europe soulève alors une autre question essentielle lorsque la transmission est mise en relief avec la politique monétaire européenne. Cette question est celle de la cohérence de la politique monétaire unique. En effet, si la transmission est finalement très différente entre les pays, la politique monétaire a des effets hétérogènes au sein de la zone euro. On peut alors penser que ceci risque de générer des déséquilibres et des problèmes d unité de la politique monétaire européenne. Cette raison permet à elle seule de justifier l importance de l estimation du pass-through dans la zone euro. Ce thème de recherche a été fortement exploité ces dernières années (Mojon,, Toolsema, Sturm et Haan, 2002, de Bondt, 2002 et 2005, Sander et Kleimeier, 2003 et 2004, de Bondt, Mojon et Valla, 2005, Aggelis, 2006, Kok Sørensen et Werner, 2006, 15

17 Kok Sørensen, Leuvensteijn, Bikker et Rixtel, 2008). Cependant, l idée de la mise en évidence de la convergence ou de la divergence du pass-through en Europe suscite encore beaucoup d intérêt. Outre le fait que le pass-through a été largement mesuré, la réponse à cette question subsidiaire et néanmoins fondamentale reste encore très floue. Certes, les niveaux de pass-through restent très hétérogènes, mais, en dehors de ce constat, existe-t-il une tendance vers la convergence depuis l avènement de la politique monétaire commune? Et si oui, existe-t-il des pays qui font exception? Cette piste de réflexion est abordée dans Sander et Kleimeier (2003) mais aussi et surtout dans Toolsema, Sturm et Haan (2002) qui font évoluer dans le temps l estimation du pass-through à l aide de régressions glissantes 2 afin de vérifier l hypothèse de convergence. Leur étude conclut sur l existence de fortes disparités persistantes et ne permet pas d observer de convergence dans les dynamiques et les niveaux de transmission. Cependant, cette étude ne porte que sur six pays de la zone euro et seul le taux des crédits à court terme aux entreprises est utilisé comme taux bancaire de référence. Il est possible d étendre l analyse à d autres pays et à d autres taux bancaires, qu il s agisse de taux sur les crédits ou sur les dépôts. En étendant le champ de l analyse, les résultats de ces régressions glissantes seront probablement plus fiables et permettront peut-être de dégager des différences de pass-through liées à la nature des taux bancaires considérés ainsi que les évolutions de ces différences au cours du temps. Cette piste reste encore peu exploitée. Il est aussi possible d utiliser cette méthode sur des modèles à seuil (Sander et Kleimeier, 2003) en complément des modèles symétriques afin d étudier l évolution de certains effets asymétriques du pass-through. Les disparités des économies favorisent l apparition d asymétries dans les réponses aux chocs induits par la politique monétaire et ce, malgré l existence d une banque centrale commune. Ce dernier point est particulièrement intéressant car il soulève un grand nombre de questions sur l unité de la politique monétaire. L apport des régressions glissantes permet de suivre l évolution de ces asymétries et d observer si la mise en place de l Euro est parvenue à réduire les disparités entre les différents pays ou si, avec une vision plus pessimiste, il n apparaît aucune convergence dans les comportements de transmission. 2 Ce terme est une traduction de l expression anglo-saxonne rolling regressions. 16

18 Ainsi, la question de la convergence du pass-through sera la problématique centrale de notre approche. Le but est de mettre en évidence des similitudes dans les évolutions et les comportements de transmission si elles existent. Dans ce premier chapitre, une première partie est consacrée à la méthodologie de l approche par les régressions glissantes. Les modèles symétriques de pass-through y sont développés. Une seconde partie présente les résultats obtenus sur le taux des crédits aux entreprises (N4), puis l étude est étendue aux autres taux dans une troisième partie. Jusqu ici, notre étude se contente d apporter plus de diversité au niveau des taux et du nombre de pays mais la méthode est encore très proche de celle adoptée par Toolsema, Sturm et Haan (2001). L apport de ce premier chapitre par rapport à la littérature existante réside dans sa quatrième partie dans laquelle nous enrichissons l approche précédente avec des modèles à seuil, permettant ainsi de dégager des comportements d asymétrie de signe et d amplitude des variations dans le processus de transmission et d en suivre les évolutions. 1.1 Méthodologie Dans un premier temps, la démarche mise en œuvre est très proche de celle de Toolsema, Sturm et Haan (2002). Ces derniers utilisent des modèles symétriques dans le cadre de leurs régressions glissantes après avoir préalablement présenté les résultats de ces modèles pour une estimation unique pratiquée sur l ensemble de la période. Ce type d analyse sur période fixe du pass-through est nécessaire pour obtenir les coefficients de réponse moyens sur une période donnée. La plupart des études utilisent une estimation sur période fixe (Cottarelli et Kourelis,, Borio et Fritz,, Mojon,, de Bondt, 2002 et 2005, Sander et Kleimeier, 2003 et 2004, de Bondt, Mojon et Valla, 2005, Aggelis, 2006). Afin de pouvoir comparer nos résultats avec ceux de la littérature, nous réaliserons également une analyse sur période fixe, comparable à celle de Sander et Kleimeier (2003), en complément de notre approche par les régressions glissantes. Cette analyse du pass-through sur période fixe nous permettra de dégager deux sous-périodes d estimation liées à la mise en place de la monnaie unique (Sander et Kleimeier, 2003). 17

19 1.1.1 Les modèles symétriques Plusieurs modèles économétriques sont utilisés pour estimer le pass-through des taux de la politique monétaire sur les taux bancaires. La première catégorie fait référence aux modèles symétriques avec deux approches complémentaires qui sont l approche standard (Cottarelli et Kourelis, ) et l approche par la cointégration (Mojon, ). L approche standard est un modèle autorégressif simple (1). La variation du taux bancaire étudié est régressée sur la variation du taux du marché monétaire à trois mois ou du taux overnight sur un certains nombre de retards. Ces deux taux peuvent être utilisés comme une approximation 3 du taux directeur de la banque centrale. Le taux du marché monétaire utilisé n est pas le taux directeur ce qui permet de prendre en compte l impact du marché interbancaire dans le mécanisme de transmission. L t k max n max = α + λ L + β M + β M + ε 0 k t k t n t n t (1) k = 1 n= 1 θ β + n= 1 = k max 1 n max k = 1 β λ k n (2) Avec α 0 la constante, L le taux bancaire considéré et M le taux directeur. θ est le coefficient de long terme calculé à partir des paramètres estimés du modèle. Ce coefficient ne peut être calculé que si les variables du modèle sont en niveau, ce qui n est pas le cas dans notre analyse où les variables sont différenciées afin d éviter tout risque de régression fallacieuse. En effet, les séries de taux d intérêt sont en général 3 Il est possible d utiliser le taux overnight en plus du taux à 3 mois : les résultats peuvent être différents comme dans Sander et Kleimeier (2003). 18

20 intégrées d ordre 1. Un test de racine unitaire de Phillips et Perron est présenté dans les annexes du chapitre 3 à la page 263 et confirme la non-stationnarité des séries de taux d intérêt que nous étudions. Ce modèle ne tient pas compte de la relation de cointégration qui peut exister entre les deux taux et une partie de l information contenue dans cette relation est perdue avec ce type d estimation. En dépit de cet inconvénient, le modèle standard permet d obtenir une estimation du pass-through lorsque les modèles à correction d erreur ne peuvent pas être utilisés. Ainsi, lorsque la relation de cointégration n est pas viable, ce modèle est utilisé en remplacement afin d avoir une idée des réponses sur plusieurs mois des taux bancaires après une variation des taux monétaires. Fort heureusement, dans la majorité des cas, l approche par la cointégration est possible. Ceci présente plusieurs avantages. Premièrement, il est possible d obtenir directement de la relation de long terme le coefficient θ qui donne le niveau du passthrough final. Ce coefficient sera meilleur que celui obtenu par le modèle standard. Deuxièmement, le modèle à correction d erreur donne une estimation de la vitesse de transmission qui est en fait la vitesse de retour vers l équilibre de long terme. Ce coefficient permet d avoir une idée de la durée d ajustement nécessaire au retour à l équilibre de long terme. L approche par la cointégration utilisée ici est celle d Engel et Granger (1987) qui consiste à calculer dans un premier temps la relation de long terme entre les taux d intérêt (3). Puis, dans un deuxième temps, un modèle à correction d erreur (4) est construit dans lequel apparaissent les résidus de la première équation. La représentation du modèle est la suivante : ( 3) L = + θ M + u t θ 0 t t (4) L t k * = α + β L + β M + β M + β ECT + ε 0 i = 1 L, i t i M, 0 t n* i= 1 M, i t i ECT t 1 t L équation (3) est la relation de long terme et l équation (4) est le modèle de court terme (modèle à correction d erreur). Le terme ECT (Error Correction Term) fait 19

21 intervenir les résidus u t de l équation (3) dans l équation (4). Les variables de taux L et M sont intégrées d ordre 1 comme nous avons pu le constater précédemment. Elles sont donc différenciées afin d éviter tout risque de régressions fallacieuses. Dans un souci d homogénéité des modèles entre pays et entre type de taux, le nombre de retards est dans un premier temps fixé arbitrairement à k*=2 et n*=2, permettant ainsi de faire des comparaisons plus fiables sur la base d une spécification unique. Par la suite, k* et n*seront choisis en fonction du modèle qui minimise le critère d Akaike sur l ensemble de la période d estimation. Il sera ainsi possible de comparer les résultats avec cette première spécification arbitraire et de voir si les nombre de retards a une forte influence sur les paramètres du modèle. Le modèle à correction d erreur permet de mesurer la qualité de la transmission dans le temps. La technique utilisée pour obtenir les réponses sur plusieurs mois consiste à simuler une variation de 1 point sur le taux du marché monétaire, notre variable exogène, après avoir préalablement estimé le modèle. Il est alors possible d observer les réponses sur le taux bancaire au cours du temps 4. Les réponses ainsi obtenues donnent une idée de l évolution de la transmission entre le moment du choc et la stabilisation de la réponse à son niveau de long terme représenté par le coefficient θ. La même technique peut être utilisée pour retrouver les coefficients intermédiaires 5 du modèle standard avec l équation (2). Mais le retour à l équilibre de long terme ne peut se faire dans ce modèle car il n existe pas de force de rappel. La méthodologie appliquée dans cette analyse consiste à utiliser l approche par la cointégration tant que cela est possible. En général, l existence d une relation de cointégration entre les taux est vérifiée pour la plupart des sous-périodes d estimation (Toolsema, Sturm et Haan, 2002). Toutefois, il arrive que le test de stationnarité des 4 Ces simulations ont été réalisées à l aide des instructions FORECAST et MODEL du logiciel RATS. 5 Ces coefficients sont parfois appelés interim multipliers dans la littérature anglo-saxonne sur le passthrough. Les coefficients intermédiaires (interim multipliers) désignent les réponses sur la variable endogène obtenues et cumulées chaque mois après un choc sur la variable exogène. Avec l approche par la cointégration, le cumul des réponses obtenues après un certain temps est proche du coefficient de long terme θ. 20

22 résidus de la relation de long terme rejette fortement cette hypothèse 6 pour certaines périodes d estimation. Dans ce cas, l estimation se fait à l aide du modèle standard décrit dans l équation (1). Cette technique permet de ne pas avoir de rupture (point manquant) dans l évolution des coefficients des régressions glissantes lorsque le modèle à correction d erreur ne peut pas être utilisé 7. Il est ainsi possible d obtenir les réponses au choc sur les périodes où l on ne peut pas utiliser le modèle à correction d erreur. Néanmoins, le coefficient de long terme reste identique quel que soit le modèle utilisé. Il s agit du coefficient calculé à partir de la relation de long terme entre les deux taux (équation 3). L absence de co-intégration reste une forme de mesure de la qualité de la transmission. Lorsque la relation de co-intégration entre les taux n est pas vérifiée, ceci indique que le spread de taux n est pas stationnaire et que la relation de long terme entre les taux n est pas vérifiée. L absence de co-intégration signifierait alors une moins bonne qualité de la transmission des taux du marché monétaire sur les taux bancaires. Il est ainsi possible de construire des modèles à correction d erreur pour comparer la qualité des pass-through même si la cointégration est rejetée par le test de Engle et Granger ; la qualité de la relation de cointégration entre les taux est alors utilisée comme critère de comparaison et d appréciation de la qualité de la transmission. Le remplacement par le modèle standard ne se fait que dans les cas extrêmes où une estimation du modèle à correction d erreur conduirait à l estimation d un coefficient β positif. ECT 6 Le test utilisé est un test de co-intégration d Engle et Granger et les valeurs critiques sont celles de Mac Kinnon (). 7 Les périodes de changement de modèle sont indiquées par la présence d un coefficient de vitesse β positif, ce qui implique que non seulement la relation de co-intégration est mauvaise, mais ECT aussi que l utilisation d un modèle à correction d erreur sans force de rappel diverge de l équilibre de long terme et ne peut donc être retenue. La représentation graphique de l évolution de ce coefficient est disponible dans les annexes 1 du chapitre 1 (coefficient de vitesse). Pour des raisons de facilité de lecture, le coefficient est chaque fois multiplié par (-1) pour la représentation graphique afin d obtenir une courbe croissante en cas d amélioration de la vitesse. Par conséquent, le modèle standard est utilisé dans les rares cas où ce coefficient est positif (négatif sur le graphique), ce qui impliquerait alors une divergence du modèle à correction d erreur. 21

23 Dans un premier temps, une analyse similaire à celle de Toolsema, Sturm et Haan (2002) sera envisagée pour confronter les résultats obtenus sur le taux des prêts à court terme aux entreprises (N4). Puis, cette approche sera étendue aux autres taux d intérêt, qu il s agisse des taux sur les dépôts ou sur les crédits. Enfin, une autre partie sera consacrée à l estimation des modèles à seuil Le principe des régressions glissantes Deux différentes approches du pass-through sont exploitées d ans l étude du passthrough proposée par Sander et Kleimeier (2003). En effet, ces auteurs utilisent plusieurs taux de référence pour l estimation du pass-through : le taux au jour le jour (overnight) dans le cadre de ce qu ils appellent la «monetary policy approach», et des taux du marché monétaire à maturité différente (1, 3, 6 ou 12 mois) dans le cadre de la «cost of funds approach». Cette distinction permet d envisager deux cadres d estimation pour le pass-through. Lorsque le taux overnight est utilisé, il s agit de la transmission de la politique monétaire de court terme sur les taux bancaires. Dans la seconde approche, l observateur se situe dans une logique différente. Il s agit alors de mesurer la qualité de la transmission dans le cadre d une échéance plus longue en adéquation avec la maturité du taux bancaires dont on cherche à estimer le passthrough. Cette distinction a le mérite de permettre de dissocier une approche pure de la politique monétaire lorsque le taux overnight est utilisé comme une approximation du taux directeur, et une approche probablement plus en phase avec la réalité économique puisque les taux du marché monétaire à plus longues échéances sont alors plus représentatifs des coûts associés aux crédits et aux dépôts bancaires. En outre, cette seconde approche permet de tenir compte d une partie des anticipations contenues dans les taux dont la maturité est plus longue. Nous en reparlerons dans le troisième chapitre de notre thèse. Enfin, cette distinction donne deux séries de résultats, ce qui permet d étendre le champ de l analyse et, en général, de confirmer les tendances observées sur l estimation du pass-through avec une approximation de taux directeur différente. 22

24 D après l étude de la Bank of International Settlements (BIS, ), la réponse du taux du marché monétaire à trois mois au taux officiel de la politique monétaire est proche de un pour un. Ainsi, le taux principalement utilisé pour approximer le taux directeur dans le cadre de la monetary policy approach restera le taux du marché monétaire à trois mois. Ce taux est très souvent utilisé comme approximation du taux de référence de la politique monétaire (Mojon,, Toolsema, Sturm et Haan, 2002, de Bond, 2002, Sander et Kleimeier, 2003). Ce choix se justifie par une liquidité supérieure pour ce taux. Cette analyse sera néanmoins complétée par l analyse du pass-through sur le taux overnight de manière à augmenter la fiabilité des résultats obtenus par la mise en évidence de résultats similaires quelle que soit la variable exogène (taux à trois mois ou taux au jour le jour). Les résultats de cette étude sont souvent très proches, ce qui semble indiquer que le biais de sélection du taux d approximation de la politique monétaire n est pas très important. 23

25 Graphique 1 : Convergence des taux à trois mois dans la zone euro au cours des années Pour pouvoir comparer un maximum de pays, il est préférable de faire commencer la période d estimation à partir de l année car les données sur les taux bancaires restent souvent indisponibles pour la plupart des pays avant cette date. De plus, les tests de co-intégration indiquent souvent que les taux sont faiblement co-intégrés avant les années. La technique utilisée consiste à faire une régression sur une période prédéfinie (5 ans ou 7 ans dans Toolsema, Sturm et Haan (2002) pour avoir un minimum de données disponibles dans l échantillon). Pour éviter tout problème de compréhension, cette période sera appelée fenêtre ou plage. Cette même régression est ensuite ré estimée en retirant la première observation et en ajoutant une observation supplémentaire à la fin de la plage. On dira que la régression avance d un pas tout en gardant le même nombre d observations. A chaque pas de la régression, les coefficients estimés sont associés à des vecteurs. Ces vecteurs sont par la suite transformés en séries qui permettent de suivre l évolution de ces coefficients au cours du temps. Ce processus est répété jusqu à ce que la dernière donnée de la plage soit la dernière donnée disponible8. Pour pouvoir obtenir une estimation de l évolution la plus longue 8 Les dernières données disponibles arrivent dans le courant 2003 selon les pays. L ensemble des séries se terminent en 2003 qui correspond à l année de création des séries harmonisées pour la zone euro et à l abandon de l actualisation des anciennes séries de statistiques nationales. 24

26 possible, des régressions glissantes sur une plage de trois ans et trois trimestres ont été réalisées en plus des régressions sur plage de sept ans. Cette plage de données de trois ans et trois trimestres a été choisie car il s agissait de la plage la plus large débutant en janvier. Elle permet ainsi d obtenir un an d évolution de la transmission sur une période entièrement post euro depuis. Ainsi, le dernier point correspond à la période allant de janvier à septembre En dessous d un certain nombre de points, les régressions sont peu fiables. Ainsi, les échantillons ne doivent pas être en dessous du seuil de 3 ans et demi de données, soit environ quarante observations. Il est ainsi possible d avoir une idée précise des évolutions les plus récentes des réponses et des coefficients de long terme et de vitesse. Les dernières régressions permettent d obtenir des résultats sur la période la plus récente. Ces résultats ne sont pas influencés par les données antérieures, ce qui permet d avoir des évolutions propres à la période euro 9. Les régressions sur sept ans permettent d avoir des résultats plus fiables 10 étant donné le plus grand nombre de points disponibles. Elles permettent, en outre, d apporter une meilleure crédibilité aux régressions sur trois ans et trois trimestres lorsque les deux types de régressions glissantes offrent des résultats proches. Dans la plupart des cas, les similitudes sont très fortes et les évolutions très proches. Comme on pouvait s y attendre, les courbes sont plus lissées sur sept ans mais, en général, elles restent très semblables. Ceci renforce la fiabilité et la crédibilité des résultats obtenus sur le période la plus récente de nos estimations. En effet, si les résultats des régressions sur sept ans sont assez proches de celles sur trois ans et trois trimestres, alors cela signifie que ces régressions offrent une bonne approximation de ce que serait la transmission à partir de, date à partir desquelles l échantillon devrait se réduire si l on utilisait uniquement les régressions sur sept ans. 9 La période euro correspond à la période dans cette analyse. Elle ne débute donc pas exactement au premier janvier car les effets de la mise en place de l euro sur les taux d intérêt sont antérieurs avec la convergence des taux des banques centrales de la zone euro. Les tests de stabilité page 37 permettent d appuyer cette hypothèse. Voir aussi Sander et Kleimeier 2003 pour plus de précisions. 10 La qualité des estimateurs est supérieure du fait du nombre d observations plus élevé. La réduction de l échantillon à moins de quatre ans rend l estimation des coefficients moins stable. Néanmoins, les résultats sur sept ans semblent confirmer la pertinence de ces estimations construites sur des échantillons plus pauvres. 25

27 Cette technique permet donc d obtenir une représentation de l évolution de certains coefficients de transmission de à. Les coefficients importants sont le coefficient de long terme, la vitesse de retour vers l équilibre de long terme, la réponse immédiate au choc (impact) ainsi que les réponses à 1, 3, 6 et 12 mois. Le modèle de co-intégration est utilisé tant que le coefficient d erreur (vitesse) reste négatif 11. Pour éviter des perturbations dans des régressions, il a été jugé nécessaire d enlever certains points non représentatifs dans l évolution des taux d intérêt. C est notamment le cas pour la Grèce et l Irlande qui subissent des augmentations très importantes de leurs taux d intérêt aux alentours de. Ces valeurs extrêmes sont le résultat des attaques spéculatives. Cette exception se justifie uniquement lorsque l augmentation est très forte et de courte durée et que, par conséquent, les taux bancaires ne suivent pas, ce qui risque de biaiser fortement les paramètres estimés. Les points considérés sont :05 et :06 pour la Grèce et :09 à :03 pour l Irlande. Ces points perturbent l ensemble de l estimation qui ne peut pas être robuste à des écarts d une amplitude extrême. De plus, ces écarts ne correspondent pas à la dynamique de l ensemble des autres variations. Néanmoins, la variance des taux d intérêt reste beaucoup plus élevée avant et plus particulièrement entre et, ce qui pourrait être un facteur explicatif d une moindre qualité de la transmission dans la première partie de la décennie Rappelons que graphiquement, cela se traduit par une vitesse positive puisque le coefficient à été multiplié par (-1). 12 Le fait que la baisse de la volatilité des taux serait un facteur important dans l amélioration de la qualité de la transmission est une thèse largement acceptée dans les études du pass-through (Mojon,, Sander et Kleimeier, 2003). Néanmoins, il semblerait que la question de l impact de cette variable ne soit pas tout à fait tranchée comme peuvent en témoigner les résultats obtenus sur l étude des déterminants du pass-through avec une estimation sur panel qui fait l objet du second chapitre de notre thèse. Cette question dépend largement de la définition utilisée pour qualifier une amélioration de la transmission. 26