Chocs monétaires et budgétaires et taux de change : une application à l euro / dollar

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1 Chocs monétaires et budgétaires et taux de change : une application à l euro / dollar Christophe Blot Christophe.blot@univ-orleans.fr LEO Université d Orléans - Rue de Blois, BP Orléans Cedex 2 Version provisoire et incomplète. Introduction L objectif de cet article est d analyser la réponse des taux de change nominal et réel aux chocs de politique monétaire et budgétaire ainsi que la transmission internationale de ces impulsions. Les effets des chocs monétaires sur le taux de change ont longuement été analysés, en particulier sur données américaines. Il semble généralement qu un choc monétaire restrictif entraîne une appréciation du dollar. La persistance de l effet est cependant incertaine puisque Eichenbaum et Evans (995) montrent que l appréciation, à la suite d un choc restrictif, dure entre deux et trois ans alors que Koray et McMillin (999) trouvent une période beaucoup plus courte, de l ordre de six à sept mois. La transmission internationale des chocs de politique monétaire américaine est plus nuancée. Les hausses des taux des fonds fédéraux sont sans effet pour Koray et McMillin (999) alors que Kim (999) semble trouver que les chocs monétaires expansionnistes ont des effets favorables sur l activité des autres membres de G7. La réponse aux chocs budgétaires est cependant moins étudiées. Garcia et Verdelhan (2) s intéressent aux chocs monétaires et budgétaires de la zone euro mais en économie Voir notamment Eichenbaum et Evans (995), Grilli et Roubini (996), Koray et McMillin (999) et Kim et Roubini (2).

2 fermée. Clarida et Prendergast (999) montrent que les innovations budgétaires mesurées par une augmentation du déficit budgétaire structurel entraînent une appréciation de la monnaie du pays à l origine du choc. Cet effet dure entre trois et quatre années puis est inversé par la suite. L identification des chocs nécessite de poser un certain nombre restrictions sur la réponse des différentes variables du VAR. On distingue principalement, les contraintes de court terme qui visent à limiter la réponse instantanée des variables. Les chocs monétaires n ont alors, par construction aucun effet, au moment de l impact sur les variables d activité ou de prix. Par contre, la réponse du taux de change n est généralement pas contrainte. A la suite de Blanchard et Quah (989), il est possible de contraindre la réponse à long terme de certaines variables. Clarida et Gali (994) adoptent ce type de restriction afin de forcer l absence de réponse à long terme du taux de change réel aux chocs monétaires. Par contre, les chocs de demande et d offre peuvent avoir des effets permanents. Dans la continuité de Kim et Roubini (2) ou Clarida et Prendergast (999), notre approche favorise cependant les contraintes de court terme qui reposent de fait sur des a priori théoriques moins contraignants puisqu il s agit généralement de supposer simplement que la réponse de l activité aux chocs n est pas instantanée. L étude est appliquée à la zone euro et au taux de change dollar / euro. Nous montrons alors que les chocs de politique monétaire entraînent une appréciation de l euro lorsque l écart entre le taux monétaire de la zone euro et le taux des fonds fédéraux s accroît. Les impulsions budgétaires mesurées par une augmentation relative des dépenses publiques européennes provoquent une dépréciation de l euro à moyen terme. i ces résultats sont confirmés lorsque les Etats-Unis sont considérés séparément, ils ne peuvent être vérifiés pour la zone euro. Globalement, les chocs monétaires et budgétaires n ont pas d effet sur l activité. euls les augmentations des taux fédéraux de la Fed semblent avoir un impact négatif sur l output gap de la zone euro. La deuxième section revient sur les principaux mécanismes de transmission des chocs mis en évidence par la littérature. Puis, nous expliquons brièvement les différentes stratégies de décomposition. La section quatre permet de mettre en évidence les principaux résultats et la cinquième section permet de dresser une rapide conclusion. 2

3 2. Transmission internationale des chocs monétaires et budgétaires et détermination du taux de change L analyse théorique de la réponse des variables de change et d activité aux impulsions monétaires et budgétaires fait ressortir de nombreux effets, parfois contradictoires, si bien qu il est difficile d avoir un a priori clair et définitif sur les réponses des taux de change réel et nominal ainsi que sur la transmission internationale des chocs. Ceci justifie alors par la suite l adoption du cadre empirique le moins contraignant possible. L approche macroéconomique traditionnelle, telle qu elle a pu être développée par Mundell (963), Fleming (962) ou Dornbusch (976), établit qu un choc monétaire restrictif entraîne une appréciation nominale et réelle de la monnaie et se transmet négativement à l économie étrangère qui bénéficie d une amélioration de sa compétitivité. Les chocs budgétaires expansionnistes entraînent également une appréciation et les effets sur l économie étrangère sont incertains et dépendent de l évolution du taux d intérêt mondial. A la suite des travaux d Obstfeld et Rogoff (995), les canaux de transmission des différents chocs, dans le cadre de modèles à deux pays, ont été revisités et les conclusions partiellement modifiées. Par ailleurs, le cadre de référence établi par Obstfeld et Rogoff (995) a fait l objet de nombreux approfondissements 2 et il ressort que les résultats sont fortement sensibles aux différentes hypothèses adoptées. Ce programme de recherche intègre l hypothèse de rigidités nominales et de concurrence monopolistique dans un cadre d optimisation intertemporelle. Obstfeld et Rogoff (995) montrent alors qu une augmentation de l offre de monnaie entraîne une dépréciation nominale. Toutefois, le taux de change s ajuste instantanément à sa nouvelle valeur d équilibre contrairement à la thèse développée par Dornbusch (976). Par ailleurs, il n y a aucune variation du taux de change réel, quelle que soit l origine du choc, dans la mesure où ils supposent que la loi du prix unique et la parité des pouvoirs d achat sont vérifiées. La dépréciation accroît la demande adressée aux producteurs domestiques (effet de détournement) et donc la production nationale à court terme. La transmission internationale du choc est cependant incertaine puisque plusieurs effets sont mis en évidence. D une part, les 2 Voir Lane (2). 3

4 producteurs étrangers subissent une dégradation de leur compétitivité ce qui contribue à réduire leur production. D autre part, la baisse du taux d intérêt accroît la consommation mondiale ce qui incite l ensemble des producteurs à produire une quantité plus élevée. Par conséquent, s il est assuré que la production domestique s accroît par rapport à la production étrangère, il est difficile d évaluer le sens de la transmission. Par ailleurs, Obstfeld et Rogoff (995) mettent en évidence l existence d un effet de richesse lié à l apparition d un excédent du compte courant domestique. Cet effet implique que les chocs ont des effets qui persistent même après que les prix se sont intégralement ajustés. Cette conclusion justifie la démarche adoptée sur l absence de contrainte long terme pour la réponse des différentes variables des modèles. Corsetti et Pesenti 3 (2) parviennent à des conclusions similaires à l exception des effets de richesse. Ils retrouvent alors la propriété de neutralité à long terme de la politique monétaire. L analyse des chocs de politique budgétaire révèle qu une hausse des dépenses publiques financée par une augmentation des impôts diminue le revenu permanent des agents domestiques et donc, toute chose égale par ailleurs leur consommation. De fait, la demande d encaisses réelles est plus faible et l équilibre sur le marché de la monnaie est restauré via une hausse de l indice des prix à la consommation et une dépréciation de la monnaie domestique. La transmission internationale du choc est à nouveau très incertaine. En effet, si les producteurs étrangers bénéficient de la hausse de la demande publique, l appréciation de leur monnaie détourne une partie de la demande au profit des producteurs domestiques. Pour Corsetti et Pesenti (2), l incertitude sur l effet du choc sur l économie étrangère est identique. Ils montrent cependant que le taux de change nominal n est pas modifié par les chocs de demande publique même si on observe une amélioration des termes de l échange domestique ; implicitement, l ajustement est réalisé par des variations du prix des biens. Betts et Devereux (2) modifient partiellement le cadre développé par Obstfeld et Rogoff (995) en intégrant deux hypothèses supplémentaires. Ils supposent d une part que les producteurs sont en mesure de discriminer entre les différents marchés sur lesquels leurs biens sont vendus (hypothèse de pricing-to-market, PTM par la suite). Cette hypothèse est d autre part complétée par l idée selon laquelle certains prix sont libellés dans la monnaie de l acheteur (local-currency-pricing, LCP par la suite). Comme les prix sont supposés rigides à 3 Ils se différencient du cadre original en supposant que l élasticité de substitution entre les biens domestiques est plus élevée que celle entre les biens domestiques et étrangers. 4

5 court terme, une dépréciation de la monnaie domestique n implique pas nécessairement une augmentation du prix relatif des biens étrangers. Ces deux hypothèses (PTM-LCP) permettent alors de s affranchir de la loi du prix unique et par conséquent de la relation de PPA et entraîne également une plus forte volatilité du taux de change. Les taux d intérêt domestiques et étranger peuvent diverger et un choc d offre de monnaie a un effet de liquidité. Betts et Devereux (2) montrent alors que le taux de change nominal peut, sous certaines conditions, surajuster sa valeur de long terme. Comme l hypothèse PTM-LCP implique que la transmission des variations du taux de change nominal au prix relatif des biens n est pas intégrale, la dépréciation de la monnaie domestique n exerce plus systématiquement d effet de détournement de la demande au profit des producteurs domestiques. Par ailleurs, la baisse du taux d intérêt domestique, consécutive à l augmentation de l offre de monnaie, accroît la consommation domestique et donc la demande adressée à l ensemble des producteurs. Plus le degré de pricing-to-market est élevé, moins l effet de détournement de la demande est important et plus la probabilité de transmission positive d un choc monétaire expansionniste est élevée. De plus, lorsque l ensemble des producteurs est en mesure de procéder à une telle discrimination, la balance courante n est pas modifiée par les variations du change ce qui tend donc à réduire la possibilité d effets de richesse. Toutefois les hypothèses PTM-LCP ne sont pas essentielles au surajustement du taux de change et à la variabilité du taux de change réel puisque Obstfeld et Rogoff (999) montrent qu il est possible d obtenir un résultat similaire en intégrant un secteur des biens non échangeables. Pour les chocs de politique budgétaire, Betts et Devereux (2) montrent que le degré de pricing-to-market n est pas fondamental. On retrouve alors une forte similitude avec les canaux de transmission mis en avant par Obstfeld et Rogoff (995). La baisse relative de la consommation domestique entraîne une dépréciation nominale nécessaire à l ajustement sur le marché de la monnaie. Cette dépréciation est, de plus, réelle chez Betts et Devereux (2). Les effets sur la production sont incertains dans la mesure où ils dépendent de l évolution relative des consommations publiques et privées mondiales. L intérêt essentiel de l analyse de Betts et Devereux (2), par rapport à Obstfeld et Rogoff (995), est de mettre en avant une plus forte variabilité des taux de change réel et nominal, et sous l hypothèse que le degré de pricing-to-market est élevé, une corrélation 5

6 positive des productions lors de chocs monétaires. Les résultats obtenus par Corsetti et Pesenti (2) se démarquent peu de ceux d Obstfeld et Rogoff (995) sur l évolution du taux de change mais, ils soulignent plutôt l absence d effets de richesse et donc la neutralité des chocs monétaires à long terme. 3. Méthode d identification des chocs Afin d étudier les conséquences macroéconomiques des chocs de politique monétaire et budgétaire deux choix s imposent. D une part, il est nécessaire de déterminer l instrument de politique économique qui met le mieux en évidence les effets des chocs. Pour la politique monétaire, le taux d intérêt à court terme traduit-il mieux les décisions de la Banque Centrale qu un agrégat monétaire? Christiano, Eichebaum et Evans (999) semblent montrer que ce choix importe peu dans la mesure où les résultats sont qualitativement identiques. Quant à la politique budgétaire, la question se pose exactement dans des termes identiques même si elle est ignorée par la littérature. Pourtant ce choix ne semble pas être neutre, notamment lorsque l on s interroge sur les canaux de transmission de la politique budgétaire. Ici le choix s effectue entre un indicateur des dépenses des administrations publiques et une variable mesurant le déficit budgétaire. Effectivement, si les effets de richesse ou sur le taux d intérêt sont privilégiés, ceux-ci seront plus facilement mis en évidence par l évolution du déficit. Par contre, le choix des dépenses publiques traduit plutôt les effets de la politique budgétaire sur le marché des biens et services 4. Dans les deux cas, nous évaluons les conséquences des chocs monétaire et budgétaire à partir de ces différents instruments. D autre part, dans la mesure où les politiques monétaires et budgétaires réagissent à des évènements extérieurs, l analyse des effets des politiques monétaire et budgétaire nécessite l identification de chocs pouvant être interprétés comme exogènes. La simple évolution de l instrument de politique économique ne permet donc pas de conclure à une décision délibérée de la part des autorités monétaires ou budgétaires. i l on suppose par exemple, que la Banque centrale utilise un agrégat monétaire comme instrument, il faut être en mesure de distinguer entre les évolutions qui sont le fait d un choix exogène d augmenter 4 Bien entendu une compartimentation excessive entre effets sur la demande et effets financiers est peu réaliste. 6

7 ou de réduire la quantité de monnaie en circulation et celles qui résultent d une modification du comportement de demande de monnaie. De même, lorsque l on considère que l instrument est le taux d intérêt, il faut dissocier les décisions exogènes des modifications résultants de la réaction des autorités monétaires. Ce problème d identification des chocs de politique monétaire, longuement analysé dans la littérature (voir Christiano, Eichenbaum et Evans, 999), se pose exactement dans les mêmes termes pour les chocs budgétaires. Ainsi, l objectif est de mettre en évidence les effets d une décision exogène, caractérisant une décision de la Banque Centrale ou du gouvernement, qui ne résulte pas de la réaction à l évolution d une autre variable. On ne peut faire ressortir directement l impact des différentes innovations à partir d un modèle VAR estimé sous forme réduite. En effet, le modèle estimé fait apparaître ( e t ), le vecteur des erreurs de prévisions du VAR tel que ( ) E e t = et E( e e t t ) = Ω, avec Ω la matrice des variances / covariances. Toutefois, ce vecteur reflètent l ensemble des chocs qui affectent les variables considérées et on ne peut inférer l effet d un choc particulier à partir de ( e t ). Le résidu associé à l équation de l instrument de politique budgétaire ne représente donc pas directement un choc budgétaire. Ce résidu est en fait une combinaison d un ensemble de chocs qui affectent l économie. Il est donc indispensable de distinguer les réactions induites du gouvernement de celles qui peuvent être considérées comme exogènes. i on note ( ε t ) le vecteur des innovations structurelles telles que ( t ) = E ε et E = Σ ε tε t, où Σ est une matrice diagonale généralement normalisée de telle sorte que Σ = I n. Alors, il existe une relation entre ( ε t ) et ( e t ) telle que : () et = B ε t La matrice B permet de traduire l idée selon laquelle les erreurs de prévision de chaque variables du modèle VAR estimé sont des combinaisons linéaires des différentes innovations structurelles. Le vecteur ( ε t ) ne peut être directement déterminé mais peut être identifié en posant un certain nombre de restrictions sur les coefficients de la matrice B. En effet, on a : 7

8 (2) Ω = B B La matrice des variances / covariances contient permettant l identification des complètement réalisée qu à la condition de poser ( n ) n 2 la matrice B. ( n + ) n 2 termes indépendants 2 n termes de la matrice B. Celle-ci ne peut donc être restrictions sur les coefficients de En pratique, il existe plusieurs méthodes permettant d effectuer cette identification. La plus simple consiste à imposer une structure récursive au modèle de telle sorte que la matrice B soit triangulaire inférieure 5. Ainsi, si l on note [ X Z X ] variables où Y t =, t t, 2, t Z t représente les instruments de politique économique,, un vecteur de X, t et X, t 2 deux vecteurs de variables économiques et financières. La structure récursive implique alors que le vecteur X, t contient l ensemble des variables qui font partie de la fonction de réactions des autorités monétaires et budgétaires. Et donc, X 2, t est un vecteur regroupant l ensemble des variables dont les valeurs contemporaines ne sont pas prises en compte pour la fixation des instruments de politique économique. En considérant un modèle retraçant l évolution de l output gap relatif de la zone euro par rapport aux Etats-Unis, de l écart de taux, de l écart Y,,. La t = t it, Gt t des dépenses publiques et du taux de change nominal, on a alors [ ] décomposition de Choleski de la matrice des variances / covariances Ω associée aux erreurs de prévisions du modèle décrit par Y t implique : (3) u u u u i G b = b b b b b 43 ε ε ε ε i G Par construction, la Banque Centrale intègre uniquement l évolution contemporaine de l output gap dans sa fonction de réaction et, les autorités budgétaires réagissent à l output gap 5 Cette méthode d identification correspond à la décomposition de Choleski de la matrice des variances / covariances des erreurs de prévisions. 8

9 et également à la politique monétaire. Par contre, le taux de change nominal n est intégré dans aucune des fonctions de réaction. Le corollaire de cette restriction indique que le taux de change nominal est susceptible de réagir instantanément à l ensemble des chocs qui affectent l économie, ce qui constitue une hypothèse très vraisemblable étant donnée la nature de cette variable. L équation (3) permet d établir que l ordre dans lequel sont placées les variables est essentiel puisque l output gap ne réagit à aucun choc contemporain tandis que la variable de change est très réactive. Ce choix est néanmoins justifié par l idée selon laquelle la transmission des chocs à l activité est lente alors qu elle plutôt rapide voire instantanée pour les variables financières. Cependant, ce type de décomposition ne permet pas d intégrer le taux de change dans la fonction de réaction de la Banque Centrale, or cette variable peut s avérer importante pour les décisions de politique monétaire 6. Afin de l intégrer tout en supposant, en retour, que les variations du taux d intérêt sont susceptibles d avoir un effet sur le change, il est nécessaire d adopter une stratégie alternative de décomposition. Les stratégies non récursives sont qualifiées de structurelles dont le sens où elles ne reposent pas par sur une identification «mécanique» des chocs. Pour autant, elles ne font que traduire des a priori théoriques différents. Ici la modification par rapport à l équation (3) est marginale dans la mesure où elle conduit à supposer que le taux de change est intégré dans la fonction de réaction de la Banque Centrale. En contrepartie, la politique budgétaire ne réagit plus à la politique monétaire. En effet, l identification impose toujours de fixer six contraintes. Comme l hypothèse selon laquelle la transmission des chocs à l activité est lente alors qu elle instantanée pour les variables financières semble pertinente, la restriction alternative porte nécessairement sur la fonction de réaction des autorités budgétaires. On a donc : (4) u u u u i G b = b b b 42 b 43 ε b24 ε i ε G ε 6 Voir Cushman et Zha (997). 9

10 Ainsi, pour les différents modèles estimés nous analysons les effets des chocs de politiques budgétaires et monétaires en fonction des décompositions décrites par les équations (3) et (4). 4. Analyse des fonctions de réponse aux chocs budgétaires et monétaires 4. Les données Les estimations sont réalisées à partir de données trimestrielles. Les modèles comportent généralement les quatre variables suivantes : une mesure de l output gap, un instrument de politique monétaire, un instrument de politique budgétaire et le taux de change nominal ou réel soit Y = [ Z, X, ou Q],. L output gap ( ) est calculé à partir du logarithme du PIB par la méthode du filtre Hodrick-Prescott. Les instruments de la politique monétaire sont, soit le taux d intérêt à court terme, soit le taux de croissance de l agrégat monétaire M3 calculé en glissement annuel. Les instruments de politique budgétaire sont le ratio du logarithme des dépenses publiques sur le PIB ou le solde budgétaire exprimé en pourcentage du PIB. Le taux de change nominal dollar / euro 7 est un taux synthétique calculé à partir de la base de données Datastream. Le calcul du taux de change réel fait ensuite intervenir les indices de prix à la consommation des Etats- Unis et de la zone euro (indice harmonisé). Les séries pour la zone euro sont issues de la base de données élaborée par Fagan, Henry et Mestre (2). Elles sont généralement disponibles sur la période 97Q-998Q4. Toutefois, quelques doutes sur la construction de l agrégat monétaire M3 nous ont contraints à ne pas intégrer cette variable dans les différents modèles estimés. Les séries pour les Etats- Unis sont issues de la base de données Datastream dont les sources sont diverses (Bureau of Economic Ananlysis, OCDE, Federal Reserve Bank ) et sont généralement disponibles sur un échantillon plus large 97Q-2Q4. 7 Une hausse du taux de change traduit alors une déprécation de l euro.

11 Dans un premier temps, un modèle où les variables sont exprimées en écart (Zone euro relativement aux Etats-Unis) permet de mettre en évidence les effets des chocs monétaires et budgétaires sur l output gap relatif ainsi que sur le taux de change. Ensuite, chaque zone est analysée séparément. i le modèle relatif aux Etats-Unis confirme les résultats précédents, l estimation du modèle sur la zone euro ne permet pas de faire ressortir d éléments significatifs. Ceci peut sans doute s expliquer par le fait que la zone ne constituait pas une entité homogène sur la période considérée. Pour les estimations effectuées sur le modèle en écart et pour le modèle intégrant uniquement la zone euro, l échantillon est réduit à la période 979Q-998Q4. En effet, nous sommes conscients des nombreuses limites liées à l estimation d un modèle pour la zone euro sur la période précédant la création de l Union monétaire et celles-ci sembleraient d autant plus justifiées et importantes si l estimation recouvrait une période précédant la mise en place du ME. En fait, cette limite est essentielle en ce qui concerne l évaluation des politiques monétaires et budgétaires définies de façon décentralisées. Par contre, pour les Etats-Unis, le modèle est estimé sur le plus grand échantillon possible, soit généralement 97Q-2Q4 8 ou 998Q4 lorsque l estimation intègre le taux de change réel. Ici le taux de change dollar / euro peut s interpréter comme un taux de change effectif du dollar vis-à-vis d un panier restreint de monnaies. Afin de compléter l analyse, un dernier modèle est estimé. Celui- ci distingue l output gap des Etats- Unis et celui de la zone euro et n intègre que les instruments de politique monétaire et budgétaire des Etats-Unis 9. Il permet de fait d analyser plus spécifiquement les chocs américains sur le taux de change et sur l output gap de la zone euro. 42. Réponse du taux de change et transmission internationale des chocs Pour l ensemble des modèles estimés, le nombre de décalages inclu est déterminé par le critère AIC. Le nombre sélectionné est ensuite confirmé à l aide d un test du rapport de vraisemblance dans la mesure où le critère AIC tend parfois à surestimer le nombre de retards. Ensuite, on s assure de l absence d autocorrélation d ordre 2, 4, 6 et 8 des résidus de chaque équation du système. 8 La date de départ est 97 plutôt que 97 dans la mesure où la variable M3 intervient en taux de croissance calculé en glissement annuel. 9 Que l estimation soit réalisée sur 97Q-998Q4 ou 979Q-998Q4 ne modifie pas les résultats.

12 Le premier modèle estimé, dont les fonctions de réponse sont reproduites sur le graphique, permet de mettre en évidence les effets des chocs relatifs de politique monétaire et budgétaire sur le taux de change nominal et l output gap relatif. Les instruments utilisés sont respectivement l écart entre le taux d intérêt de la zone euro et le taux des fonds fédéraux et l écart des ratios de consommations publiques. Il semble que l output gap relatif ne réagisse à aucun des chocs simulés. Le niveau de production serait alors insensible aux de chocs de politique monétaire et budgétaire. Par contre, une hausse relative du taux d intérêt monétaire de la zone euro par rapport au taux des fonds fédéraux entraîne une appréciation nominale de l euro. Celle-ci est de plus significative au bout de trois trimestres et l effet dure jusqu au sixième trimestre après le choc. Le choc budgétaire, lorsqu il est mesuré par une hausse des consommations publiques entraîne une dépréciation de l euro mais l effet est généralement non significatif. Ces conclusions sont strictement identiques lorsque le taux de change nominal est remplacé par le taux de change réel. Ceci est d ailleurs illustré par la décomposition de la variance de ces deux variables (voir tableau ). Même si la part des chocs monétaire et budgétaire s accroît avec l horizon, nous ne pouvons en tirer de conclusions définitives dans la mesure où nous n avons pas procédé à des simulations permettant de déterminer un intervalle de confiance pour les décompositions de variance. Ce tableau permet simplement d illustrer la similitude entre le taux de change réel et nominal. Par ailleurs, la décomposition de la variance de l output gap relatif révèle que plus de 85% de l erreur de prévision sur l output gap est attribuée à des chocs idiosyncratiques. Ce montant est supérieur à 8% lorsque le taux de change réel est substitué au taux nominal. Comme il a déjà été souligné, le problème lié à l estimation d un tel modèle pour la zone euro réside dans le fait que les politiques économiques étaient exercées de façon décentralisées. Aussi le taux d intérêt composite ne représente qu une moyenne des taux fixés par chaque Banque centrale. Il a souvent été souligné que les politiques monétaires des différents pays membres du ME étaient contraintes et que les taux devaient de fait être alignés sur le taux court allemand. Aussi est-il intéressant de supposer que le taux monétaire fixé par la Bundesbank constitue un indicateur de la politique monétaire de la zone euro. Les fonctions de réponse obtenues sous cette hypothèse diffèrent peu de ce qui a été obtenu précédemment (voir graphique 2). L appréciation de l euro est seulement légèrement plus soutenue lorsque l instrument de politique monétaire est le taux monétaire allemand. 2

13 Lorsque la décomposition structurelle décrite par l équation (4) est exploitée, on constate une réduction de la significativité de la réponse du taux de change nominal (voir graphique 3). Ce résultat ne trouve pas vraiment de justification dans la mesure où les hypothèses sur la réponse du taux de change n ont pas été modifiées par rapport aux cas précédents. Tableau : Zone euro / Etats-Unis Décomposition de la variance des taux de change nominal et réel Horizon Output gap Taux monétaire Consommation publique Taux de change nominal Horizon Output gap Taux monétaire Consommation Taux de change publique réel i les instruments de politique budgétaire et monétaire sont respectivement le déficit à la place des consommations publiques et l écart entre le taux monétaire de la zone euro et le taux des fonds fédéraux, nous constatons une forte autocorrélation des résidus pour plusieurs équations. Dans la mesure où celle-ci ne peut être réduite même lorsque le nombre de décalages est augmenté, il semble préférable de ne pas présenter les résultats afférents. Ce problème est largement atténué lorsque le taux monétaire synthétique pour la zone euro est remplacé par le taux monétaire allemand. Dans ce cas, les effets du choc de politique monétaire sur le taux de change ou l output gap ne sont pas significatifs (voir graphique 4) mais, l euro s apprécie à moyen terme lors d un choc positif sur le solde budgétaire (une Une nouvelle fois, les réponses du taux de change nominal et réel sont identiques. eule l hypothèse nulle d autocorrélation des résidus à l ordre huit pour l équation de l output gap ne peut être rejetée au seuil de risque de %. 3

14 réduction du déficit). L appréciation est significative après dix trimestres et l effet est relativement persistant puisqu il dure jusqu au vingtième trimestre. Ce résultat renforce celui exposé précédemment où l instrument était l écart de consommations publiques. Quel que soit l instrument budgétaire considéré, une politique expansionniste entraîne donc une dépréciation de la monnaie. Des conclusions identiques sont obtenues à partir de la décomposition structurelle et avec le taux de change réel. La réponse de l output gap relatif à une réduction du déficit est négative à court terme et atteint un pic après 6 trimestres. A moyen terme, soit après 2 trimestres, la réponse devient positive même si elle ne semble pas significative. Par ailleurs, la décomposition de la variance fait également ressortir des résultats intéressants puisqu il semble que le solde budgétaire explique une part importante de l erreur de prévision de l output gap relatif et du taux de change nominal (tableau 2). A l inverse, la contribution du taux monétaire allemand à l erreur de prévision sur ces deux variables est inférieure à 5% quel que soit l horizon considéré. Globalement, on observe une appréciation de l euro lorsque la politique monétaire européenne est relativement plus restrictive que celle menée par la Fed et une dépréciation de la monnaie européenne après une politique budgétaire expansionniste. Cependant, la significativité des résultats est plus forte lorsque la politique monétaire européenne est mesurée par le taux monétaire de la zone euro et lorsque l instrument de politique budgétaire est le solde budgétaire exprimé en pourcentage du PIB. Tableau 2 : Zone euro / Etats-Unis Décomposition de la variance de l output gap et du taux de change nominal Horizon Output gap Taux monétaire allemand olde budgétaire Taux de change nominal Horizon Output gap Taux monétaire olde budgétaire Taux de change allemand nominal

15 Il peut être intéressant d analyser la réponse des différentes variables lorsque les deux zones sont considérées séparément. Ceci permet ainsi de mettre en évidence les effets de chocs purement européens ou américains sur l output gap de chaque zone et sur le taux de change. Cependant, quels que soient les instruments de politique économique utilisés et la méthode de décomposition choisie, il est impossible de faire ressortir des effets significatifs des chocs à partir des modèles sur la zone euro. La dynamique qui ressort est de plus généralement contre-intuitive. Ces résultats peuvent peut être s expliquer par la très faible homogénéité de la zone notamment en ce qui concerne la définition des politiques monétaire et budgétaire. On ne retrouve par conséquent aucun des résultats mis en évidence par les modèles où les grandeurs étaient définies en écart. A l opposé, la significativité des chocs américains sur le taux de change nominal ou réel est plus forte. Par ailleurs, on peut ici comparer la réponse du taux de change à un choc sur le taux des fonds fédéraux et à un choc sur le taux de croissance d un agrégat monétaire, ici M3 (voir graphique 5). Après un choc sur le taux des fonds fédéraux, l euro se déprécie et donc le dollar s apprécie. Cette appréciation est instantanée et significative pendant cinq années. Par ailleurs, l ajustement du taux de change est progressif ; l appréciation du dollar atteint son niveau maximum au bout de 3 années. Ce type de résultat ne peut être interprété dans le cadre d un modèle de surajustement à la Dornbusch (976) où l appréciation du taux est maximale au moment de l impact puis, le retour vers le nouvel équilibre s effectue progressivement. Ce résultat a été mis en évidence par Eichenbaum et Evans 2 (995) et illustre les difficultés de validation de la théorie de la parité des taux d intérêt non couverte. Par contre, la réponse du taux de change n est plus significative lorsque le choc résulte d une augmentation de M3 (graphique 5). Il semble donc que le choix de l instrument de politique monétaire ne soit pas indifférent, au moins en ce qui concerne l identification des chocs de politique monétaire des Etats-Unis. Ces résultats ne sont pas modifiés avec la décomposition structurelle ou lorsque le taux de change réel apparaît à la place du taux nominal. Le graphique 5 permet également de mettre en évidence les effets d un choc budgétaire identifié par une hausse des dépenses publiques. La dépréciation du dollar à moyen 2 A partir d une décomposition structurelle, Kim et Roubini (2) parviennent à atténuer en partie ce problème. 5

16 terme est significative et persistante. Ce résultat semble conforter les conclusions des modèles à la Obstfeld et Rogoff (995) par rapport à l effet des chocs budgétaires puisqu ils mettent en évidence une dépréciation de la monnaie du pays à l origine du choc du fait d une baisse de la consommation et de la demande de monnaie. Lorsque le choc budgétaire est identifié à partir du solde public, les réponses des différentes variables ne sont plus significatives. Cependant, l estimation fait ressortir une forte autocorrélation des résidus qui ne peut être généralement corrigée 3. Il faut en outre noter l absence d effet des chocs monétaire et budgétaire sur l output gap. Toutefois, la réactivité de la Banque Centrale aux augmentations de la croissance est forte et significative. Ceci permet, peut être, de rendre compte de l absence de réponse de l output gap à la politique monétaire. Finalement, nous intégrons l output gap de la zone euro dans le modèle relatif aux Etats-Unis. L objectif est ici plus particulièrement de mettre en évidence la transmission internationale des chocs. Les chocs sont identifiés à partir du taux des fonds fédéraux et de la consommation des administrations rapportée au PIB. Deux méthodes d identification sont utilisées. La première repose sur la stratégie récursive décrite par l équation (3) où les variables du VAR sont successivement, l output gap des Etats-Unis et celui de la zone euro, le taux des fonds fédéraux, les consommations des administrations publiques américaines et le taux de change nominal ou réel dollar / euro. L ordre ainsi défini permet de voir si les politiques monétaire et budgétaire des Etats-Unis ont réagi aux fluctuations macroéconomiques de la zone euro ou si les chocs monétaires et budgétaires ont une un impact sur l output gap de la zone euro. Les effets des chocs sont également mis en évidence à partir d une décomposition structurelle décrite par l équation suivante : (5) u u u u u U ZE i G b = b b b b 52 b b b b ε ε ε ε ε U ZE i G 3 Il y a très certainement un problème de saisonnalité qu il conviendra de corriger par la suite. 6

17 Cette décomposition implique que l output gap des Etats-Unis ne réagit instantanément à aucun choc mais que celui de la zone euro peut réagir à un choc sur la croissance des Etats-Unis. Les fonctions de réaction de la Banque Centrale et du gouvernement n intègrent pas ici les fluctuations macroéconomiques de zone euro. Cependant, ceci n indique pour autant pas que les taux d intérêt ou les dépenses publiques sont insensibles à l output gap de la zone euro puisqu elles peuvent réagir avec un certain décalage. On autorise de plus les autorités monétaires à réagir aux chocs budgétaires et inversement. Par ailleurs le taux de change est susceptible de répondre instantanément à tous les chocs. Notons que le modèle est suridentifié dans la mesure où onze contraintes ont été fixées au lieu de. La suridentification peut être testée à partir d un test du rapport de vraisemblance et, pour le modèle décrit par l équation (5), ce test indique qu on ne peut rejeter l hypothèse nulle indiquant que les contraintes ne sont pas trop fortes. D autres décompositions alternatives, avec un nombre de coefficients libres plus élevé, ont également été testées. Cependant, en posant par exemple b = b = b, on rejette nettement = l hypothèse nulle du test de rapport de vraisemblance aux seuils de risque conventionnels. A partir du modèle récursif (graphique 6), on met en évidence qu une augmentation de l output gap des Etats-Unis entraîne une hausse de l output gap de la zone euro mais que l inverse n est pas vérifiée. Les autorités monétaires semblent réagir à l activité des Etats- Unis mais ne prennent pas en compte la conjoncture européenne dans leurs décisions. Par ailleurs, les hausses du taux des fonds fédéraux ont un impact légèrement significatif sur l output gap de la zone euro après cinq trimestres. Cette hausse des taux entraîne également une appréciation significative et persistante du dollar par rapport à l euro 4. Quant au choc budgétaire, il induit une dépréciation du dollar. Celle-ci n est significative qu après six trimestres et persiste ensuite pendant huit trimestres. Par ailleurs, une politique budgétaire expansionniste dégrade la conjoncture aux Etats-Unis à court terme mais l effet est inversé après un an et demi. Les effets sur l output gap de la zone euro sont qualitativement identiques mais ne semblent pas significatifs. La décomposition de la variance du taux de change nominal fait apparaître une forte contribution des chocs de politique monétaire et budgétaire (voir tableau 3). L erreur de 4 Les effets sont identiques que l on considère le taux nominal ou réel (voir graphique 6) 7

18 prévision après deux années est expliquée, à plus de 5%, par ces deux chocs. Ces résultats sont assez proches de ceux mis en évidence dans le tableau. Par ailleurs, lorsque l ordre des instruments de politique économique est inversé 5, la contribution des chocs de demande publique devient prépondérante et atteint un pic de 5% après quatre années 6. Tableau 3 : Etats-Unis Décomposition de la variance du taux de change nominal dollar / euro Horizon Output gap U Output gap Zone euro Taux monétaire Consommations publiques Taux de change nominal Le modèle structurel décrit par l équation (5) ne modifie pas les résultats obtenus précédemment. Ainsi, une amélioration de la conjoncture aux Etats-Unis se transmet positivement à la zone euro et entraîne une hausse du taux des fonds fédéraux. De même, un choc de taux a des effets négatifs sur l output gap de la zone euro et induit une appréciation du dollar qui dure approximativement trois année tandis qu une politique budgétaire expansionniste entraîne une dépréciation mais, qui n est pas instantanée. A l opposé, la conjoncture européenne ne crée aucune réaction des autorités monétaires et budgétaires des Etats-Unis et ne se transmet pas à l output gap. Logiquement, la décomposition de la variance du taux de change nominal ou même réel ne laisse pas apparaître de changements entre les deux méthodes de décomposition. 5. Conclusion Au terme de cette analyse des fonctions de réponse des variables de change et d activité aux chocs monétaires et budgétaires, plusieurs conclusions semblent pouvoir émerger : 5 Le taux monétaire est placé après les dépenses publiques. 6 Ces résultats ne sont pas reproduits ici. 8

19 i)i les chocs de politique monétaire sont identifiés à partir des variations des taux monétaire, une hausse des taux entraîne une appréciation nominale et réelle de la monnaie du pays à l origine du choc. Le résultat relatif au taux de change nominal semble solide et confirme ainsi l ensemble des contributions théoriques. ii)les chocs de politique budgétaire expansionnistes provoquent une dépréciation de la monnaie que le choc soit identifié à partir des soldes budgétaires ou des consommations des administrations publiques. Ces deux résultats sont mis en évidence dans de nombreux modèles récents développés à la suite d Obstfeld et Rogoff (995). Ils contredisent ainsi l analyse traditionnelle à la Mundell-Fleming-Dornbusch par rapport à l effet des chocs budgétaires. iii)par contre, il semble très difficile de mettre en évidence des effets significatifs des chocs sur l output gap. Il a seulement été possible de souligner la significativité de la baisse de l activité européenne à une hausse du taux des fonds fédéraux américains. De même, une politique budgétaire expansionniste aux Etats-Unis a des effets, négatifs à court terme et positifs à moyen terme, sur la conjoncture européenne. Ce résultat est surprenant dans la mesure où ces mêmes chocs semblent sans effets sur l output gap des Etats-Unis. iv)les réponses du taux de change réel sont strictement identiques à celle du taux de change nominal. Même si on ne parvient pas à faire ressortir un phénomène de surajustement à la Dornbusch (976) également mis en évidence par Betts et Devereux (2), il semble difficile de croire à l hypothèse de neutralité des chocs, et en particulier des chocs monétaires, sur le taux de change réel. v)finalement, le choix des instruments de politique économique ne semble pas être neutre. Cependant, l analyse doit être sur ce point approfondie, et toute conclusion en la matière serait hâtive. Actuellement, il semble simplement que les effets de la politique monétaire sont mieux mis en évidence lorsque l instrument est le taux d intérêt. 9

20 Graphique : Zone euro / Etats-Unis Réponse de Choc sur

21 Graphique 2 : Zone euro / Etats-Unis Réponse de ALL ALL Choc sur ALL 2

22 Graphique 3 : Zone euro / Etats-Unis (modèle structurel) Réponse de Choc sur ALL Réponse de ALL Choc sur ALL 22

23 Graphique 4 : Zone euro / Etats-Unis ( taux court allemand et solde budgétaire) Réponses de ALL OLDEY ALL Choc sur OLDEY ALL OLDEY 23

24 Graphique 5 : Etats-Unis (Taux des fonds fédéraux et taux de croissance de M3) Réponse de Choc sur Réponse de M3 M3 Choc sur M3 24

25 Graphique 6 : Transmission internationale des chocs de politique économique des Etats- Unis (Décomposition de Choleski) Réponse de U ZE U ZE Choc sur U ZE Réponse de U ZE Q U ZE Choc sur Q U ZE Q 25

26 Graphique 7 : Transmission internationale des chocs de politique économique des Etats- Unis (Décomposition structurelle Réponse de U ZE U ZE Choc sur U ZE 26

27 Références bibliographiques -Betts C. et M. Devereux (2) : «Exchange rate dynamics in a model of pricing-tomarket», Journal of International Economics 5, pp Betts C. et M. Devereux (2) : «The international effects of monetary and fiscal policy in a two-country world», in Money, Capital and Trade : essays in honor of Robert Mundell edited by G. Calvo, R. Dornbusch and M. Obstfeld. -Blanchard O.J. et D. Quah (989) : «The dynamic effects of aggregate demand and supply disturbances», American Economic Review vol.79 n 4, pp Christiano L., M. Eichenbaum et C. Evans (999) : «Monetary policy shocks : what have we learned and to what end?», in Handbook of Macroeconomics vol.i, edited by J. B. Taylor and M. Woodford. -Clarida R. et J. Gali (994) : «ources of real exchange rate fluctuations : how important are nominal shocks?», Carnegie-Rochester Conference eries on Public Policy, n 4. -Clarida R. et J. Prendergast (999) : «Fiscal stance and the real exchange rate : some empirical estimates», NBER Working Paper n Corsetti G. et P. Pesenti (2) : «Welfare and macroeconomics interdependence», forthcoming in Quarterly Journal of Economics. -Cushman D.O. et T. Zha (997) : «Identifying monetary policy in a small open economy under flexible exchange rates», Journal of Monetary Economics 39, pp Dornbusch R. (976) : «Expectations and exchange rate dynamics», Journal of Political Economy vol.84 n 6, âges Eichenbaum M. et C.L. Evans (995) : «ome empirical evidence on the effects of shocks to monetary policy on exchange rates», Quarterly Journal of Economics, pp Fagan G., J. Henry et R. Mestre (2) : «An area-wide model for the euro area», European Central Bank Working Paper n 42. -Fleming J. (962) : «Domestic financial policies under fixed and floating exchange rates», IMF taff Papers vol.9, pp Garcia. et A. Verdelhan (999) : «Impacts des chocs budgétaires et monétaires en zone euro», Communication aux XVIèmes Journées Internationales d Economie Monétaire et Bancaire, Poitiers les et juin. -Grilli V. et N. Roubini (996) : «Liquidity models in open economies : theory and empirical evidence», European Economic Review 4, pp

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