Document de travail / Working Paper Salaire réel, chocs technologiques et fluctuations économiques. Dominique Tremblay

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1 Banque du Canada Bank of Canada Documen de ravail / Working Paper Salaire réel, chocs echnologiques e flucuaions économiques Dominique Tremblay

2 Remerciemens Je iens à remercier Alain Guay pour ses commenaires e suggesions, ainsi que le Cenre de recherche sur l'emploi e les flucuaions économiques (CREFE) e le Fonds pour la formaion des chercheurs e l'aide à la recherche (FCAR) pour leur souien financier. ISSN Imprimé au Canada sur papier recyclé

3 Table des maières Résumé/Absrac... Lise des figures... Lise des ableaux... Inroducion.... Revue de liéraure Modèles héoriques e flucuaions du salaire réel Éudes empiriques e flucuaions du salaire réel Méhodologie Éude empirique de Galì e concep de corrélaions condiionnelles Méhode de calcul des inervalles de confiance Représenaion vecorielle à correcion d erreurs e idenificaion Analyse des résulas Modèle auorégressif bivarié Modèle auorégressif mulivarié à correcion d erreurs Conclusion Bibliographie Annexe Tableaux e Figures v vi ix

4 v Résumé Dans cee éude, l'aueur présene les résulas empiriques qu'il obien de l'examen du comporemen qu'affichen différenes variables économiques, noammen le salaire réel, après un choc echnologique. Il reprend le modèle bivarié de Galí (999) e compare les seniers de réponse dynamique e les corrélaions condiionnelles obenus aux résulas provenan d'un modèle vecoriel à correcion d'erreurs idenifié à l'aide de la procédure de King, Plosser, Sock e Wason (99). L'aueur uilise la méhode «boosrap après boosrap» de Kilian (998) dans le calcul des inervalles de confiance. Ses résulas empiriques donnen à penser que les modèles de cycle réel ne peuven êre invalidés sur la base de leurs prédicions condiionnelles du marché du ravail en faveur de celles d'aures modèles. Classificaion JEL : E24, E32, C32. Classificaion de la Banque : Modèles économiques, Cycles e flucuaions économiques Absrac The auhor presens empirical evidence ha he has obained from an analysis of he response of differen economic variables, including he real wage rae, o a echnology shock. He replicaes Galí s (999) bivariae model and compares dynamic impulse responses and condiional correlaions wih evidence provided by he vecorerror-correcion model ha was idenified using he King, Plosser, Sock, and Wason (99) procedure. To calculae confidence inervals, he auhor uses Kilian s (998) boosrap-afer-boosrap mehod. The empirical evidence suggess ha i is no possible o rejec a procyclical real wage in response o a echnology shock. Therefore, real-business-cycle models canno be rejeced based on heir condiional predicions of he labour-marke dynamics in favour of oher ypes of models. Classificaion JEL : E24, E32, C32. Classificaion de la Banque : Economic Models, Business Flucuaions and Cycles

5 vi LISTE DES FIGURES Figure Page 3. Seniers de réponse dynamique obenus pour la première différence des heures ravaillées après un choc echnologique e un choc non echnologique avec correcion 3.2 Seniers de réponse dynamique obenus pour le niveau des heures ravaillées après un choc echnologique e un choc non echnologique avec correcion 3.3 Logarihme de la producion pr ivée (ly), de la consommaion (lc) e de l invesissemen (ly) par habian Éas-Unis 3.4 Logarihme des raios invesissemen/producion (lily) e consommaion/producion (lcly) 3.5 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion, la consommaion, l invesissemen e les heures ravaillées après un choc echnologique sans correcion (première différence des heures) Éas-Unis Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion, la consommaion, l invesissemen e les heures ravaillées après un choc echnologique sans correcion (niveau des heures) Éas-Unis 3.7 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion, la consommaion, l invesissemen e les heures ravaillées après un choc echnologique avec correcion (première différence des heures) Éas-Unis 3.8 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion, la consommaion, l invesissemen e les heures ravaillées après un choc echnologique avec correcion (niveau des heures) Éas-Unis A. Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion, la consommaion, l invesissemen e les heures ravaillées après un choc echnologique avec e sans correcion (première différence des heures) Éas-Unis 45

6 vii LISTE DES FIGURES (SUITE) Figure A.2 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion, la consommaion, l invesissemen e les heures ravaillées après un choc echnologique avec e sans correcion (niveau des heures) Eas-Unis A.3 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e après un choc echnologique obenus avec e sans correcion (niveau de l emploi) Canada A.4 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (première différence de l emploi) Canada A.5 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (niveau de l emploi) Allemagne A.6 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (première différence de l emploi) Allemagne A.7 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (niveau de l emploi) France A.8 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (première différence de l emploi) France A.9 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (niveau de l emploi) Royaume-Uni A. Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (première différence de l emploi) Royaume-Uni Page

7 viii LISTE DES FIGURES (SUITE) Figure A.2 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (première différence de l emploi) Ialie A.3 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (niveau de l emploi) Japon A.4 Seniers de réponse dynamique obenus pour la producion e l emploi après un choc echnologique avec e sans correcion (première différence de l emploi) Japon Page

8 ix LISTE DES TABLEAUX Tableau Page Tess de racine uniaire ADF e ERS appliqués aux variables de producivié (x) e des heures ravaillées (n) uilisées dans le VAR bivarié 39 2 Corrélaions condiionnelles enre la producivié e la première différence des heures ravaillées après un choc echnologique avec correcion 39 3 Corrélaions condiionnelles enre la producivié e la première différence des heures ravaillées après un choc non echnologique avec correcion 39 4 Corrélaions condiionnelles enre la producivié e la première différence des heures ravaillées après un choc echnologique sans correcion 5 Corrélaions condiionnelles enre la producivié e la première différence des heures ravaillées après un choc non echnologique sans correcion Corrélaions condiionnelles enre la producivié e le niveau des heures ravaillées après un choc echnologique avec correcion 4 7 Corrélaions condiionnelles enre la producivié e le niveau des heures ravaillées après un choc non echnologique avec correcion 8 Corrélaions condiionnelles enre la producivié e le niveau des heures ravaillées après un choc echnologique sans correcion 9 Corrélaions condiionnelles enre la producivié e le niveau des heures ravaillées après un choc non echnologique sans correcion 4 4 4

9 x LISTE DES TABLEAUX (suie) Tableau Page Tess de racine uniaire ADF e ERS appliqués aux variables du MVCE 42 Tess de saionnarié de KPSS appliqués aux raios logy - logc e logy logi 43 2 Corrélaions condiionnelles enre les heures ravaillées e la producivié Éas-Unis 3 Corrélaions condiionnelles enre les heures ravaillées e la producivié Éas-Unis Corrélaions condiionnelles enre l emploi e la producivié Canada 49 5 Corrélaions condiionnelles enre l emploi e la producivié Allemagne 5 6 Corrélaions condiionnelles enre l emploi e la producivié France 53 7 Corrélaions condiionnelles enre l emploi e la producivié Royaume-Uni 55 8 Corrélaions condiionnelles enre l emploi e la producivié Ialie 57 9 Corrélaions condiionnelles enre l emploi e la producivié Japon 59

10 INTRODUCTION L inérê des économises en ce qui concerne la naure des cycles e ce qui les sousend n es pas un phénomène récen. Depuis Keynes, le caracère procyclique ou conracyclique du salaire réel a suscié un déba qui perdure encore aujourd hui. En effe, les prédicions des différens modèles héoriques au suje du caracère cyclique du salaire réel ne son pas oujours conciliables enre elles e son même souven conradicoires. Alors que les modèles keynésiens sandard, qui aribuen les cycles aux chocs de demande, prédisen un salaire réel conracyclique, les modèles de cycle réel (MCR), qui voien dans les chocs echnologiques la principale source des flucuaions économiques, proposen pluô un salaire réel foremen procyc lique. Afin de pouvoir disinguer les diverses héories, plusieurs éudes empiriques sur le comporemen cyclique du salaire réel on éé réalisées. Les premières éudes faies sur le suje enen de repérer une ceraine consance dans le comporemen cyc lique du salaire réel. Touefois, les résulas obenus son variés e semblen relaivemen sensibles à la méhodologie adopée e aux données uilisées. Ces résulas démonren en quelque sore les limies de l approche non condiionnelle. Plus récemmen, cerains aueurs, noan que les différens ypes de chocs sous -endan les cycles semblaien avoir un impac sur le caracère cyclique du salaire réel, on examiné l impac de différens chocs sur la corrélaion enre le salaire réel e la producion. En procédan de cee façon, Mocan e Topyan (993), Gamber e Jouz (997), Fleischman (999) e Vigfusson (22) rouven un salaire réel procyclique en réacion à un choc echnologique, alors que Galí (999), Basu, Fernald e Kimball (998) ainsi que Francis e Ramey (2) rapporen pluô un salaire réel conracyclique en réacion à un el choc. Ces derniers résulas remeen direcemen en cause la capacié prédicive des MCR sandard en ermes de momens condiionnels. La présene éude à pour bu d examiner, dans le cadre d un exercice empirique, le comporemen cyclique qu affiche le salaire réel après un choc echnologique, afin d évaluer les capaciés prédicives des différens modèles héoriques concurrens. Pour ce faire, nous employons un modèle vecoriel à correcion d erreurs (MVCE) à parir duquel nous obenons Abraham e Haliwanger (995) éudien cee quesion en déail.

11 2 des seniers de réponse dynamique e des corrélaions condiionnelles don les inervalles de confiance son calculés selon la méhode du «boosrap après boosrap» proposée par Kilian (998). Le présen ravail es divisé comme sui : la première secion comprend un survol de la liéraure e passe en revue les principaux modèles héoriques e les différenes éudes empiriques poran sur l évoluion cyclique du salaire réel. La seconde secion aborde l approche méhodologique uilisée par Galí (999), la echnique «boosrap après boosrap» proposée par Kilian (998) ainsi que la méhode d idenificaion de King, Plosser, Sock e Wason (99) pour déerminer l imporance du choc echnologique. Enfin, la roisième e dernière secion expose les principaux résulas empiriques obenus à parir de l esimaion des différenes spécificaions.

12 3 REVUE DE LA LITTÉRATURE. Modèles héoriques e flucuaions du salaire ré el Bien que la plupar des modèles héoriques soien en mesure de reproduire cerains fais empiriques imporans 2, les prédicions de ces différens modèles en ce qui concerne la dynamique du salaire réel ne fon pas l unanimié. L obje de la présene secion es de présener brièvemen les différens argumens héoriques concernan le comporemen du salaire réel. Les modèles néoclassiques meen l accen sur les erreurs d anicipaion commises par les agens économiques dans un conexe d informaion imparfaie pour expliquer les flucuaions économiques. Par exemple, dans un modèle où les agens ne son pas en mesure de déerminer dans l immédia si la variaion du prix des biens qu ils produisen es relaive ou généralisée, un choc posiif sur la demande globale fai augmener emporairemen la producion e diminue le salaire réel s il s avère finalemen que l augmenaion des prix es générale. Le salaire réel es donc conracyclique dans ce ype de modèle. Avec le développemen des modèles de cycle réel, iniialemen éudiés par Kydland e Presco (982), Long e Plosser (983) ainsi que Barro e King (984), apparaî un cerain souci d appliquer l idée exprimée par Lucas (972) de doer les modèles macroéconomiques de fondemens microéconomiques rigoureux, ou en insisan sur les chocs echnologiques comme principale source des cycles économiques. Dans ces modèles d équilibre général, les cycles économiques résulen de la réacion opimale des agens économiques à leur environnemen puisque les principaux aceurs maximisen leur uilié ineremporelle en enan compe de leur conraine budgéaire e des ressources disponibles. En incorporan les conceps d équilibre de marché e de concurrence parfaie, les modèles de cycle réel visen une ceraine conciliaion avec la héorie néoclassique. La popularié croissane de ces modèles es esseniellemen due à leur surprenane capacié à reproduire avec succès cerains 2 Par exemple, le fai que la producion es plus volaile que la consommaion e moins volaile que l invesissemen ainsi que le fai que la consommaion, l invesissemen e l emploi son foremen corrélés avec la producion.

13 4 fais empiriques. Touefois, ils prédisen une corrélaion enre la producivié e l emploi, qui es beaucoup rop élevée par rappor à sa conreparie empirique. En effe, en réacion à un choc echnologique posiif, la producivié marginale du ravail augmene, ce qui fai se déplacer la courbe de demande de ravail vers la droie, le long d une courbe d offre de ravail considérée comme sable. Ainsi, la corrélaion enre les heures ravaillées e la producivié es foremen posiive dans ce modèle. La héorie keynésienne sandard, quan à elle, nous offre essenielle men deux approches d explicaion des flucuaions économiques. La première consise à considérer une ceraine rigidié des salaires nominaux, alors que la seconde associe pluô une elle rigidié nominale aux prix. Le modèle iniialemen proposé par Keynes (936) suppose qu une ceraine inerie des salaires nominaux rend possible un déséquilibre sur le marché du ravail. Après un choc posiif de demande globale, les prix augmenen, ce qui rédui le salaire réel e, en supposan une offre globale croissane, fai augmener la quanié que les enreprises désiren produire. Dans un el cadre héorique, le salaire réel es conracyclique. L ampleur de la variaion dépend ouefois de l élasicié de l offre de ravail. Il es égalemen possible d incorporer des rigidiés par le biais des prix. Généralemen, un el posula es associé à des hypohèses concernan ceraines imperfecions du marché des biens e services. Ainsi, bien que les prix soien peu flexibles à cour erme, il es raisonnable de penser que les firmes voudron, dans une ceraine mesure, accommoder des variaions de la demande. Puisque les enreprises son prêes à fournir des biens e services jusqu au momen où le coû marginal es égal au prix, il s ensui une courbe d offre horizonale qui se radui par une demande de ravail vericale. Une elle représenaion prédi un salaire réel procyclique après un choc de demande globale. Encore une fois, l ordre de grandeur de l impac sur le salaire réel dépend de l élasicié de l offre de ravail. La plupar des éudes empiriques réalisées depuis le débu du siècle rouven, enre le salaire réel e la producion, une corrélaion qui n es pas rès élevée en valeur absolue, allan

14 5 de faiblemen procyclique à faiblemen conracyclique en passan par l acyclicié 3. Ces résulas, iniialemen observés par Dunlop e Tarshis, ne concorden cependan pas avec les prédicions des modèles keynésiens ou de cycle réel sandard. Afin de pallier cee lacune, cerains héoriciens de cycle réel on ené d améliorer les modèles en incorporan une source de flucuaions supplémenaire dans l explicaion des cycles économiques. Ainsi, au choc echnologique, que les enans des MCR croien êre en grande parie responsable des cycles, s ajoue un choc non echnologique 4 qui serai suscepible de conrer l effe du premier. Par exemple, Chrisiano e Eichenbaum (992), en ajouan un choc non echnologique provenan des dépenses publiques, obiennen une corrélaion moins prononcée enre le salaire réel, mesuré par la producivié moyenne du ravail, e la producion. De même, Fairise e Lango (994) incorporen aussi les dépenses publiques comme aure source à la base des cycles économiques, mais ajouen en plus un coû d ajusemen affecan le marché du ravail. La corrélaion ainsi obenue, quoique moins élevée que celle prédie par les MCR, demeure ou de même largemen posiive. Du côé keynésien, un modèle uilisé dans un conexe de concurrence monopolisique avec des prix rigides e une variable d effor, comme celui présené par Galí (999), peu en principe reproduire le résula observé par Dunlop e Tarshis..2 Éudes empiriques e flucuaions du salaire réel Bien que les modificaions apporées aux modèles de base puissen en principe conribuer au rapprochemen enre la héorie e les fais empiriques, il es imporan de noer que ces correcifs ne visen esseniellemen qu à reproduire la corrélaion non condiionnelle. Évidemmen, les prédicions des modèles héoriques von au-delà de ce simple schéma e devraien, par conséquen, pouvoir reproduire les momens condiionnels du deuxième ordre de façon conforme aux observaions empiriques. Ainsi, l éude approfondie des flucuaions 3 En effe, Bils (985), Keane, Moffi e Runkle (988), Solon, Baesky e Parker (994) rouven un salaire réel procyclique, ce qui semble conredire les résulas des ravaux effecués précédemmen par Nefçi (978), Sargen (978) e Chirinko (98) démonran la conracyclicié du salaire réel, ainsi que ceux obenus par Geary e Kennan (982), qui rouven un salaire réel acyclique. 4 On pourrai par exemple penser aux chocs sur l offre de monnaie, sur les dépenses d invesissemen, sur les dépenses publiques, ec.

15 6 condiionnelles du salaire réel pourrai permere de procéder à une ceraine différenciaion des modèles héoriques. Pour ce faire, Mocan e Topyan (993) séparen leur échanillon en deux, le premier bloc comprenan les périodes affecées par un choc d offre e, le second, les périodes affecées par un choc de demande 5. Les aueurs obiennen des résulas favorables à l idée que le salaire réel adope un comporemen procyclique en réponse à un choc d offre e conracyclique après un choc de demande. De plus, la corrélaion rouvée enre le salaire réel e la producion es relaivemen faible. Dans une éude précédene, Mocan e Bayas (99) éaien parvenus à des résulas similaires en uilisan les variaions non anicipées de la monnaie comme des chocs de demande e les variaions non anicipées du prix de l énergie comme des chocs d offre. Gamber e Jouz (997) uilisen une approche semblable à celle proposée par Blanchard e Quah (989) afin d idenifier séparémen l effe d un choc d offre e de demande. Les résulas obenus indiquen qu en réacion à un choc d offre, le salaire réel es procyclique, mais conracyclique après un choc de demande. Fleischman (999) essaie de voir si le salaire réel présene la même corrélaion avec la producion, quel que soi le choc concerné. Pour ce faire, il consrui une mesure des flucuaions condiionnelles du salaire, qu il défini comme la corrélaion enre les erreurs de prévision de la producion e du salaire réel, e cela, séparémen pour chaque ype de choc. En pariculier, il rouve que le comporemen du salaire réel es procyclique après un choc d offre e conracyclique après un choc de demande. Galí (999), dans son approche méhodologique, uilise un VAR srucurel jumelé au concep des corrélaions condiionnelles iniialemen proposé par Beaudry e Guay (996), afin de bien disinguer l effe respecif des deux ypes de choc, echnologique e non echnologique, sur la corrélaion enre le salaire réel e la producion. Touefois, le résula qu il obien es sensiblemen différen de ceux des éudes précédenes. Il rouve pluô que la corrélaion condiionnelle enre la producivié moyenne du ravail e le nombre d heures ravaillées es largemen négaive en réponse à un choc echnologique. Plus récemmen, 5 Ces périodes son déerminées respecivemen par les changemens non anicipés du niveau des prix e de la producion.

16 7 Francis e Ramey (2) ainsi que Basu, Fernald e Kimball (998) son arrivés esseniellemen à la même conclusion : les heures ravaillées diminuen après un choc echnologique. Pour parvenir à ce résula, Francis e Ramey reprennen le ravail effecué par Galí, mais ajouen ceraines conraines de suridenificaion afin de s assurer que le choc echnologique obenu en imposan des conraines de long erme peu bel e bien êre inerpréé comme el. Quan à Basu, Fernald e Kimball, ils consruisen une mesure agrégée du changemen echnologique, qui ien compe de la subsiuion ineremporelle enre les inrans, des impacs de la concurrence imparfaie ainsi que des effes d agrégaion. En esiman une foncion de producion qui ien compe de ous ces faceurs, ils cherchen à idenifier direcemen les chocs echnologiques. Vigfusson (22) uilise différenes hypohèses d idenificaion e divers ypes de données pour examiner l effe d un choc echnologique sur plusieurs variables économiques américaines e, plus pariculièremen, sur les heures ravaillées. Tou d abord, il monre que les résulas obenus par Galí e Francis e Ramey son rès sensibles au choix de la mesure de la producion privée uilisée dans la consrucion de la variable de producivié. En reprenan le cadre méhodologique de ces derniers, mais en opan pour différenes mesures de producivié, il arrive à la conclusion que plus la mesure de la producion es précise, plus les heures ravaillées reviennen rapidemen à leur niveau iniial en réacion à une innovaion echnologique. Il refai ensuie l analyse précédene, mais y remplace la mesure de la producivié du ravail par sa mesure de producivié, qui ien compe de la subsiuion ineremporelle des inrans. Les résulas empiriques obenus monren que l impac iniial sur les heures ravaillées es faible, mais qu avec le emps la réacion dynamique de cee variable au choc echnologique acquier de l ampleur pour devenir largemen posiive. À la lumière des différens élémens exposés dans la présene secion, nous nous proposons d éudier empiriquemen les variaions du salaire réel en réacion à un choc echnologique dans le cadre d une représenaion vecorielle à correcion d erreurs idenifiée à l aide de conraines de long erme.

17 8 MÉTHODOLOGIE 2. Éude empirique de Galí e concep de corrélaions condiionnelles La présene secion expose le cadre méhodologique uilisé par Galí (999) dans la réalisaion de son éude empirique. La présenaion se limie cependan au cas du VAR à deux variables incluan la producivié e les heures ravaillées. Tou d abord, Galí reme en quesion la capacié prédicive des MCR en ermes de momens condiionnels. En effe, un modèle peu êre efficace en ce qui a rai à la reproducion de momens non condiionnels d une série macroéconomique, mais peu mener à des résulas erronés ou incompaibles en ce qui concerne l impac de différens chocs sur l économie. Afin d obenir les corrélaions condiionnelles empiriques, Galí uilise une représenaion vecorielle auorégressive srucurelle (SVAR) e impose une resricion de long erme qui fai en sore que seul le choc echnologique peu avoir un effe permanen sur le niveau de la producivié du ravail. Ainsi, l appr oche privilégiée par Galí es similaire à celle employée par Blanchard e Quah (989), sauf qu elle perme aux deux ypes de chocs d avoir un impac permanen sur le niveau des heures e, par exension, sur la producion. Les données uilisées par l aueur pour esimer ce modèle son des données rimesrielles américaines couvran la période allan de 948T à 994T4 e provenan de la base de données Ciibase. La série «heures» es définie comme le logarihme népérien du oal des heures employées dans les enreprises non agricoles, alors que la série sur la producivié du ravail a éé consruie en sousrayan cee dernière variable du logarihme népérien du PIB. Galí présene égalemen les résulas obenus lorsque les heures son remplacées par le logarihme népérien de la populaion acive civile employée e que la variable de salaire réel es modifiée en conséquence. Il es à noer que l aueur n uilise pas des données par habian. Le modèle empirique avancé par Galí laisse enendre que les variaions du logarihme de la producivié (x ) e du logarihme des heures (n ) proviennen esseniellemen de deux ypes de chocs : les chocs echnologiques e les chocs non echnologiques. Ces derniers son

18 orhogonaux, donc non corrélés enre eux, e l impac sur les heures e la producion se ransme dans le emps par le biais de canaux de ransmission non spécifiés. L uilisaion de la première différence des variables es moivée par les résulas du es de Dickey-Fuller, qui ne nous permeen pas de rejeer la présence d une racine uniaire dans les séries. Nous allons mainenan présener la méhode d idenificaion à l aide des conraines de long erme. Cee présenaion sui esseniellemen la méhode emprunée par Galí. Soi q, un veceur de variables I() comprenan x e n. 9 q éan supposé saionnaire, le héorème de Wold nous perme d obenir une représenaion moyenne mobile unique : q = δ + BLv ( ) () j où δ es un paramère déermin ise, BL ( ) = I + BL e B j es une marice de paramères n de dimension 2 x 2. Il es ensuie possible d obenir une forme srucurelle associée à cee forme réduie : j = j q = δ + CL ( ) ε (2) CL ( ) = BLC ( ) (3) ε = C v, (4) j où CL ( ) = C + CL j e ε es un veceur n x d innovaions srucurelles comprenan j= z m un choc echnologique ( ε ) e un choc non echnologique ( ε ) avec E( ε ) = e E( εε ' ) = Σ ε. La marice C(L) peu aussi êre exprimée de la façon suivane : C( L) C2( L) C ( L) =. (5) C2( L) C22( L) En remplaçan L par dans C(L), nous obenons la marice des muliplicaeurs de long erme C(), qui es la somme maricielle des coefficiens srucurels conenus dans C(L). Cee

19 marice donne égalemen l ampleur e le signe des effes permanens que peu avoir chacun des chocs sur les variables du veceurq. Puisque, par l équaion (4), v = Cε, il es possible de définir la marice de variance-covariance des chocs de forme réduie comme sui : S v = E[ ] ε C εε ' C ' = C Σ C '. (6) De plus, il es couran de normaliser à l unié les élémens de la diagonale de la marice de variance-covariance des innovaions srucurelles qui devien, par conséquen, une marice idenié. Ceci nous perme de réduire l équaion (6) à la forme suivane : Σ = CC. (7) v ' À cee éape, il es possible de procéder à l idenificaion du sysème en imposan des resricions conemporaines e en normalisan les élémens de la diagonale de C à l unié. Une méhode fréquemmen uilisée es la décomposiion de Choleski, qui donnera une marice C riangulaire inférieure. Une elle procédure impose cependan au modèle une ceraine srucure qui peu ou non avoir un sens économique. Galí, quan à lui, privilégie pluô l uilisaion de resricions d idenificaion basées sur la marice des muliplicaeurs de long erme en accord avec ce qu enseigne la héorie économique sur des valeurs que pourraien prendre ces derniers. Il exise en effe une relaion enre les muliplicaeurs de long erme srucurels, les paramères srucurels conemporains e la somme des coefficiens du VAR. Cee relaion nous es donnée par B()= C() C lorsque L prend la valeur dans l équaion (3). En isolan C e en remplaçan le résula obenu dans l équaion (7), nous obenons : Σ = B C C B B Σ B = C C. (8) v () () ()' ()' () v ()' () ()' Cee relaion exprime donc les paramères srucurels de long erme en foncion des paramères srucurels esimés de la forme réduie. Nous avons donc :

20 bˆ, bˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ ˆ, b2, b 2, σˆ ˆ 2,..., 2,... v σv b + + b b + + b 2, bˆ... bˆ bˆ... bˆ σˆ σˆ bˆ bˆ bˆ bˆ 2, 2, 22, 22, v2 v22 2, 2, 22, 22, ' C() C2() C() C2() C2() C22() C2() C22 (). (9) = En supposan que la racine uniaire dans la producivié provienne exclusivemen des chocs echnologiques, Galí impose la valeur au coefficien C 2 (), ce qui revien à dire que la marice des muliplicaeurs de long erme C() es riangulaire inférieure. Il es ainsi possible de résoudre le sysème e d uiliser les esimaions de C, C 2 e C 22 pour rerouver la marice C à parir de l équaion (3) en remplaçan L par. Il es par la suie possible d obenir la ' marice des réponses dynamiques C(L), puisque CL = BLC = BLB C. ( ) ( ) ( ) () () Ceci nous perme ensuie d obenir la porion de la croissance de la producivié associée aux chocs echnologiques e non echnologiques, qui nous es donnée par : z ( ) z m x = C L ε e ( ) m x = C2 L ε. () De même, la porion de la crois sance des heures associée à chacun des chocs nous es donnée par : z ( ) z m n = C2 L ε e ( ) m n = C22 L ε, () j où Cik( L) = Cik, jl avec i e k pouvan prendre des valeurs comprises enre à 2. Galí j= calcule ensuie la corrélaion enre les deux variables du veceur q en réponse à un choc i, pour i = z, m. Celle-ci peu-êre calculée de la façon suivane : Corr( n, x i) = j= C ni j C xi j i i ( Var[ n ] Var[ ]) / 2 x En ce qui concerne les esimaions de la corrélaion non condiionnelle, Galí obien des résulas compaibles avec les éudes empiriques, à savoir une corrélaion en valeur. (2)

21 2 absolue faiblemen différene de zéro enre les heures e la producivié 6. Touefois, une corrélaion condiionnelle foremen négaive (-,8) en réacion à un choc echnolog ique e posiive (,26) après un choc de naure non echnologique démarque les résulas de Galí de ceux d aures éudes empiriques. Galí esime égalemen un modèle comprenan cinq variables, soi les heures, la producivié, M2, l IPC e le aux d inérê nominal pour eser la robusesse de ses résulas e déerminer quels son les effes d un choc echnologique lorsque le modèle compore davanage de variables. Les corrélaions que l aueur esime à parir de ce modèle plus complexe son similaires à celles obenues pour un modèle plus simple. Ces résulas semblen ainsi confirmer l hypohèse d un salaire réel conracyclique en réacion à une innovaion echnologique. Par la suie, Galí éend son modèle aux aures pays du G7. Les variables uilisées pour l esimaion du VAR bivarié son la producivié e l emploi e elles proviennen des compes naionaux rimesriels de l OCDE. Pour ous les pays considérés, à l excepion du Japon, l aueur rerouve les mêmes résulas que précédemmen en ermes de corrélaion condiionnelle e non condiionnelle. À la lumière de ces résulas, Galí propose une alernaive aux MCR, jugés non saisfaisans en ermes de momens condiionnels, en inroduisan un modèle de concurrence monopolisique avec rigidié des prix incorporan une variable d effor. Ce modèle héorique lui perme d obenir une corrélaion non condiionnelle s approchan de zéro, donc compaible avec les données, en plus de fournir l impac individuel de chaque choc sur le comouvemen enre le nombre d heures ravaillées e la producivié moyenne du ravail. L une des prédicions de ce modèle es que les chocs echnologiques génèren une corrélaion négaive enre les heures e la producivié. 2.2 Méhode de calcul des inervalles de confiance Pour calculer les écars-ypes des corrélaions condiionnelles e des seniers de réponse dynamique, Galí uilise la méhode d inégraion de Mone Carlo, ce qui lui perme d obenir une disribuion asympoique esimée des coefficiens du VAR e de la marice de 6 Il es à noer que ce résula peu égalemen êre compaible avec des modèles MCR prenan en compe plus d un ype de choc.

22 3 variance-covariance des innovaions. Touefois, Kilian (998) a démonré que l uilisaion d une echnique en deux éapes, courammen nommée «boosrap après boosrap», perme d obenir des écars-ypes relaivemen plus précis en ermes de couverure effecive. Pour enir indirecemen compe des biais en pei échanillon de la disribuion, une correcion de premier ordre des paramères esimés du VAR es effecuée avan de récupérer les inervalles de confiance. Cependan, avan de passer à l approche proposée par Kilian, nous présenerons brièvemen le concep à la base de la méhode du boosrap non paramérique. Soi le modèle suivan : y = β + ε, (3) X où y es la variable dépendane avec =,,T, X es un veceur de variables explicaives de dimension T x k e ß es un veceur k x de coefficiens. Le boosrap consise premièremen à esimer βˆ e à obenir conséquemmen ŷ e εˆ. Il s agi ensuie de irer avec remise N échanillons (n,n 2,,n N ) de aille T à parir des résidus esimés, εˆ. Pour chacun de ces échanillons, il fau ensuie consruire une nouvelle variable dépendane de la façon suivane : y n = yˆ + εˆ pour j =,, N e où yˆ = X βˆ. j n j Il y aura donc N nouvelles variables dépendanes, qu il es alors possible de régresser sur X afin d obenir N veceurs de coefficiens esimés, βˆ *. Par la suie, pour les N esimaions des coefficiens βˆ j * avec j =,, k, un hisogramme donnan un poids de /N à chacune es consrui. La disribuion résulane es l esimaion obenue par boosrap de la disribuion échanillonnale de ß j qui peu alors servir à obenir des inervalles de confiance e faire de l inférence sur le paramère de la populaion. Plus le nombre de réplicaions, N, es élevé, plus la disribuion empirique obenue es une bonne approximaion de la disribuion en pei échanillon de ß j comparaivemen à la disribuion asympoique. Ainsi, l inuiion à la base du boosrap es que les esimaions βˆ * obenues par cee echnique son reliées à βˆ comme ce dernier es relié à β, le vrai paramère de la populaion.

23 4 Kilian (998), dans le cadre d un modèle auorégressif, monre qu en pei échanillon la disribuion asympoiquemen normale des esimaions des foncions de réponse dynamique es rès peu représenaive de la disribuion qui prévau effecivemen à disance finie. Cee dernière peu en effe êre exrêmemen biaisée e non symérique. Pour remédier à ce problème, Kilian propose ou d abord d effecuer une correcion du premier ordre sur les coefficiens obenus par boosrap e uilisés dans la cons rucion des seniers de réponse. Cee modificaion es perinene en ce sens que, si le biais observé dans les foncions de réponse provien esseniellemen du biais en pei échanillon de l esimaeur des MCO 7, la correcion de ce dernier perme une diminuion du biais conenu dans les réponses dynamiques. Le fai que l esimaeur des MCO soi biaisé à disance finie nécessie cependan une aure correcion. L inuiion à la base du boosrap es que les coefficiens obenus par cee echnique son liés à l esimaeur des MCO, ou comme celui-ci es lié au vrai paramère de la populaion. Ainsi, pour mainenir ces liens, il es aussi nécessaire d apporer une correcion du premier ordre à l esimaeur des MCO avan de procéder au boosrap. En eff e, appliquer le boosrap en uilisan une esimaion biaisée mènerai à des esimaions boosrap encore plus biaisées. Nous présenons ici la façon d appliquer l approche suggérée par Kilian qui prend en compe les problèmes renconrés en pei échanillon dans le conexe d un modèle auorégressif. Soi le VAR(p) suivan : q = b q + b q b q + v 2 2 p p. (4) Ce VAR es similaire à celui uilisé par Galí. Ainsi, les saisiques d inérê son données par les élémens des marices C(L), don l élémen ypique es C kl,i, qui peu êre inerpréé comme la réponse de la variable k à un choc sur la variable l, il y a i périodes. Comme nous l avons démonré précédemmen, C kl,i es à la fois foncion des paramères b, b 2,, b p e de la marice de variance-covariance S v. 7 Il pourrai égalemen provenir de la non-linéarié de l esimaeur des seniers de réponse dynamique. Les esimaions ainsi obenues ne seron généralemen pas sans biais, mais pluô approximaivemen sans biais.

24 5 La marche à suivre proposée par l aueur es la suivane : ) Esimer le VAR(p) présené plus hau e obenir N = esimaions ˆβ * par boosrap. Approximer le biais Ψ = E ( βˆ ) β par Ψ * = E( βˆ*) E( βˆ ) don l esimaion es donnée par Ψ ˆ = βˆ * βˆ. 2) Obenir le module de la marice βˆ, soi m( βˆ ). Si ce dernier es inférieur à l unié, il fau corriger le biais e consruire le coefficien β ~ = βˆ - Ψˆ. Cependan, si m( βˆ ) es égal ou supérieur à l unié, il fau définir ˆ = δ Ψˆ e δ =δ. i avec Ψ i + Ψ ˆ = Ψ ˆ ~ e δ. On pose β i = β ˆ Ψˆ i pour i =,2,, jusqu à ce qu on obienne = m( β ~ ) <. À ce momen, β ~ = β ~ i. 3) Remplacer βˆ par β ~ dans la consrucion de q * e générer 2 nouveaux ˆβ * par boosrap. Encore un fois, une correcion du biais doi êre apporée. À des fins de simplificaion, Kilian propose d uiliser l esimaion du biais Ψˆ obenue à la première éape comme approximaion de Ψˆ *. 4) Calculer β ~ * en reprenan l exercice à parir de l éape 2, puis obenir ˆ C ( β, ), qui nous donne une disribuion à parir de laquelle il es possible de calculer les inervalles de confiance. 2.3 Représenaion vecorielle à correcion d erreurs e idenificaion De façon générale, le cadre méhodologique de Galí (999) peu sembler relaivemen adéqua. Néanmoins, nous croyons qu il es possible de l améliorer en uilisan un modèle vecoriel à correcion d erreurs (MVCE). En effe, la procédure proposée par King e coll. (99) permerai probablemen une meilleure esimaion de l impac de la echnologie sur le caracère cyclique du salaire réel, éan donné les relaions de coinégraion enre la producion e la consommaion e la producion e l invesissemen. Ceci peu s expliquer par le fai que ces variables possèden une endance commune, à cause de l effe permanen du choc echnologique sur celles-ci, ce qui perme d inclure une informaion i i kl, i Σ v

25 6 concernan la dynamique de long erme enre ces variables qui enrichi le modèle e aide ainsi à mieux idenifier le choc echnologique. Le bu de la présene secion es donc de présener les différenes éapes qui nous permeron de reprendre l éude réalisée par Galí, mais dans le cadre d un MVCE e en uilisan des inervalles de confiance calculés à l aide de la procédure développée par Kilian (998). Le MVCE uilisé comprend la première différence de quare variables don on a préalablemen calculé le logarihme : la producion, la consommaion, l invesissemen e les heures ravaillées. On obien ensuie la producivié en sousrayan le log de la producion du log des heures ravaillées 8. La sraégie d idenificaion de King e coll. es une applicaion de la méhode proposée par Blanchard e Quah (989), mais uilisée dans le conexe plus général d un MVCE. Cee méhode uilise deux ypes de resricions e repose sur les implicaions des liens de coinégraion dans un sysème mulivarié. Premièremen, les resricions de coinégraion imposen des conraines à la marice de long erme, ce qui perme d idenifier les composanes permanenes. Deuxièmemen, les innovaions de la composane permanene son supposées orhogonales aux innovaions de la composane ransioire, ce qui, dans nore cas, perme d obenir les réponses dynamiques des variables du MVCE après un choc echnologique. Soi X un veceur de variables I() coinégrées de dimension n x écri sous la forme d une représenaion auorégressive à correcion d erreurs (MVCE) : X l Aj X + αβ X j= = µ + ' + ε (5) où α e β son des marices n x r de rang comple, r n es le nombre de veceurs de coinégraion e ε désigne les chocs de la forme réduie avec E εε j = j, E[ ε ] = e [ ε ] = Σ ε VAR. 8 Lorsque nous parlons de producivié, il s agi de la producivié du ravail.

26 À l aide du héorème de représenaion de Engle e Granger (987), il es possible d inverser l équaion (5) afin d obenir sa représenaion moyenne mobile : 7 X ε + Cε + C2ε = µ + C jε j µ + C( L) j= = µ + C ε. (6) Les C i son des marices n x n de paramères esimés, C() = I n e C() es une marice de rang non comple (n x (n r)) s il exise une ou plusieurs relaions de coinégraion dénoées par r. À parir de la forme réduie du modèle, nous devons idenifier la représenaion srucurelle suivane : X η + Γη + Γ2η = µ + Γjη j µ + Γ( L) j= = µ + Γ η, (7) où η es un veceur n x d innovaions srucurelles inconnues avec E ηη j = j, [ ] = E η e VAR [ η ] = Ση. Les Γ j son des marices n x n devan êre idenifiées e don l élémen ype τ kl mesure l impac sur la k ième variable du l ième choc srucurel après j périodes. L équaion (6) aura la forme de l équaion (7) si ε Γ = η e C ( L) = Γ( L) Γ. Le problème d idenificaion renconré es le suivan : à quelles condiions pourronsnous récupérer les innovaions de forme srucurelle η e la marice de polynômes de reard Γ(L) à parir des innovaions de forme réduie e e de la marice de polynômes de reard C(L)? Puisque les chocs de forme srucurelle e les chocs de forme réduie son unis par la relaion ε Γ = η, nous avons Σ =ΓΣΓ '. La marice de variance-covariance des ε η erreurs srucurelles Σ η possède n(n+)/2 élémens disincs inconnus, la marice variancecovariance des erreurs de forme réduie Σ ε possède n(n+)/2 élémens esimés e Γ renferme n 2 élémens inconnus. Comme le nombre d élémens esimés es inférieur au nombre d élémens inconnus, il nous faudra imposer des resricions pour pouvoir idenifier la marice Γ e rerouver le ou les chocs srucurels permanens. L idenificaion des élémens de la marice Γ peu êre effecuée de plusieurs façons. Tou d abord, il es possible de placer des resricions conemporaines, ce qui aurai pour effe

27 8 d empêcher un choc d avoir un impac sur une ceraine variable duran la période en cours. Des resricions sur l impac de long erme des chocs peuven aussi êre imposées, ce qui suggère de choisir Γ, de elle sore que Γ() ai une forme pariculière; les relaions de coinégraion jouen un rôle imporan à cee éape. Enfin, des resricions peuven êre imposées afin que la marice de variance-covariance des innovaions srucurelles ai une ceraine srucure. Dans leur procédure d idenificaion, King e coll. uilisen les deux derniers ypes de resricions pour idenifier la marice Γ e rerouver le ou les chocs srucurels permanens. Le premier ype de conraines es donné par Γ () = A % Π,, où Γ exise e où A ~ es une marice de sélecion (n x (n r)) connue, de rang colonne comple e don les colonnes son orhogonales aux veceurs de coinégraion. La marice Π es riangulaire inférieure e de dimension ((n r) x (n r)), e les élémens de sa diagonale on éé normalisés à l unié. Cee marice perme à cerains chocs d avoir un impac à long erme sur plus d une variable. es une marice (n x (n-(n r))) conenan des zéros. Éan donné que les chocs srucurels echnologiques e non echnologiques son supposés orhogonaux, le second ype de resricion d idenificaion fai en sore que la marice de variance-covariance es donnée par : Σ η = Σ Σ 2 η η 2 E [ η η '] = avec η ( η η ) = ' ' ', (8) où η es un veceur k x conenan les chocs echnologiques, 2 η es un veceur (n-k) x conenan les chocs non echnologiques e Σ es une marice bloc-diagonale, ce qui signifie η que les innovaions permanenes ne son pas corrélées enre elles, pas plus qu elles ne le son avec les innovaions emporaires. Cee resricion es nécessaire puisqu elle nous perme d obenir la ou les premières colonnes de Γ(L) qui représenen l impac du ou des chocs permanens sur les variables du modèle. Compe enu de ces resricions, King e coll. monren qu il es possible d idenifier le modèle srucurel e donc de rerouver les innovaions echnologiques ou permanenes.

28 9 Pour passer de la forme srucurelle à la forme réduie, nous devons effecuer les éapes suivanes : Nous avons donc ( ) Γ = (9) ( L) X µ η ( ) ΓΓ ( L) X µ =Γ η (2) X = µ + CL ( ) ε. (2) C ( L) = Γ( L) Γ e ε = Γη. À parir de (9), on peu déduire que ~ C () = Γ() Γ. Soi D, une soluion de C( ) = AD qui pourrai par exemple êre ~ ~ ~ D = ( A' A) A' C(), où % % % es en fai l inverse généralisée de A ~, qui n es pas ( A' A) A' inversible, puisqu elle es de rang non comple. Il es possible de monrer que C ~ =. En effe, ( ) ε Γ() η = AΠη puisque C() = AD %, nous déduisons que AD % =Γ() Γ. En paran du fai que ε = Γη e que Γ () = A % Π, nous obenons l expression suivane : AD % ε = A % Πη ' DΣ e D' = ΠΣ Π. (22) Soi Π *, l unique racine carrée riangulaire inférieure de η DΣ e D' e soi Π e 2 les soluions uniques de ΠΣ / η = Π *. Si k es le nombre de chocs permanens, les premières k rangées de Γ son données par G = Π - D. Puisque D es unique à une prémuliplicaion par une marice non singulière près, G sera aussi unique. Enfin, comme ~ ADε Σ / 2 η ~ = AΠη, nous pouvons conclure que η = Gε. Les muliplicaeurs dynamiques de η son donnés par les k premières colonnes de Γ (L). Ils peuven êre obenus en divisan la marice Γ en deux marices disinces : une marice H de dimensions n x k e une marice J de dimensions n x(n- k). Puisque Γ ( L) = CL ( ) Γ, les k premières colonnes de Γ (L) son données par C(L)H. Comme ε Γ = η, alors E( εε ') =ΓE( ηη ') Γ ', on peu écrire :

29 Γ Γ 2 Σε = Ση ' (23) de façon à ce que idenifiés par : = Σ H ' η GΣ ε. Ainsi, les muliplicaeurs dynamiques de η peuven êre A(L) = C( L) Σe G' Σ. (24) Les corrélaions condiionnelles enre les différenes variables après un choc echnologique i peuven ensuie êre obenues de la façon suivane : η i 2i Aj Aj j= 2 /2 Corr( X, X i) = ( Var X i Var X i 2 ), (26) où i A j es la réponse de la première variable au choc echnologique i à la période j. Des inervalles de confiance peuven ensuie êre obenus par la méhode «boosrap après boosrap», comme il es expliqué à la secion 2.2.

30 2 ANALYSE DES RÉSULTATS 3. Modèle auorégressif bivarié À l aide du concep proposé par Kilian (998), nous avons repris le cas bivarié de l éude de Galí (999) incluan les variables de la producivié du ravail e des heures ravaillées pour les Éas-Unis. La série «heures» représene les heures oales employées dans les éablissemens non agricoles, e la série «producivié» es obenue en divisan le PIB par cee première variable. Le modèle es esimé à l aide de données rimesrielles couvran la période allan de 948T à 994T4 9. Avan de procéder à l esimaion ainsi qu au calcul des corrélaions condiionnelles e des inervalles de confiance, les caracérisiques principales de ces séries on éé éudiées. Le Tableau présene les résulas des différens ess uilisés afin de vérifier la saionnarié des séries uilisées dans ce modèle. Nous avons appliqué le es augmené de Dickey-Fuller (ADF) sur le niveau e la première différence des variables. En reprenan la spécificaion adopée par Galí, soi un es ADF avec quare reards, nous obenons des résulas qui ne nous permeen pas de rejee r la présence d une racine uniaire dans les variables de producivié e du niveau des heures, mais la rejeen lorsque la première différence de la variable es uilisée (à un niveau de confiance de 5 %). Touefois, lorsque nous uilisons le MAIC comme crière de sélecion, le es ADF rejee la non-saionnarié pour les heures ravaillées. L applicaion du es ERS, généralemen jugé plus puissan, réfue cependan ce premier résula e conclu à la non-saionnarié du niveau des heures. Aussi, le es ERS ne semble pas pencher en faveur de la saionnarié pour la producivié prise en première différence. Bien que ce ype de ess soi uile à la caracérisaion des séries don nous disposons, il es imporan de noer qu en présence d un échanillon relaivemen pei, la puissance qu on lui accorde es assez resreine. 9 Les données sur les heures ravaillées e sur la producivié nous on gracieusemen éé fournies par Galí à des fins de reproducion. Le MAIC es le crière d informaion d Akaike modifié el que présené par Ng e Perron (995). Selon Elio, Rohemberg e Sock (996), le manque de puissance des ess de racine uniaire provien en parie du fai qu il fau esimer les composanes déerminises, ou paramères de nuisance, du processus. Ils on donc proposé une façon d esimer séparémen ces paramères pour ensuie les rerancher à la série originale. Un es ADF sandard es par la suie appliqué à la série modifiée e la saisique ainsi obenue es comparée aux valeurs criiques appropriées.

31 22 Nous avons ensuie calculé les corrélaions condiionnelles enre la producivié e les heures ravaillées en réacion à un choc echnologique e non echnologique. Les résulas présenés aux Tableaux 2 e 3 son esseniellemen les mêmes que ceux auxquels es parvenu Galí. Après un choc echnologique, la corrélaion empirique enre la producivié e les heures es largemen négaive (-,86), alors qu en réponse à un choc non echnologique, elle es posiive (,3). Le senier de réponse du côé droi de la Figure 3. nous monre bien que les heures ravaillées ne rerouven jamais leur niveau anérieur après un choc echnologique. Les corrélaions condiionnelles on aussi éé calculées pour la spécificaion n incorporan pas la correcion proposée par Kilian. Comme le monren les Tableaux 4 e 5, les résulas obenus son assez similaires : nous obenons un corrélaion négaive (-,85) en réacion à un choc echnologique e une corrélaion posiive (,3) après un choc non echnologique. Figure 3. Seniers de réponse dynamique obenus pour la première différence des heures ravaillées après un choc echnologique e un choc non echnologique avec correcion* Senier de réponse dynamique obenu pour la première différence des heures après un choc echnologique Senier de réponse dynamique obenu pour la première différence des heures après un choc non echnologique *Les lignes poinillées représenen les inervales de confiance à 9 %. Galí souien égalemen que ses résulas ne son pas sensibles au fai que les heures soien prises en niveau ou en différence. Nous avons donc repris la même démarche, mais cee fois-ci en remplaçan la première différence des heures par le niveau des heures. Bien que l impac d un choc echnologique ai à peu près le même effe sur la corrélaion enre la producivié e les heures ravaillées (-,53) que dans l éude de Galí, le choc non echnologique n implique pas une corrélaion posiive enre ces deux variables, comme

32 23 semblen le suggérer ses esimaions, mais suppose pluô une relaion négaive (-,24) (voir Tableaux 6 e 7). Il n en demeure pas moins, comme l indique la Figure 3.2, que les heures ravaillées ne se remeen jamais complèemen de la baisse subie après un choc echnologique. Aussi, bien que les données e la méhode uilisées soien semblables à celles employées par Galí, les résulas obenus suie à l esimaion de la spécificaion sans correcion ne semblen pas appuyer la corrélaion posiive qu il obien en réacion au choc non echnologique. Les corrélaions calculées ici son négaives aussi bien après un choc echnologique (-,54) qu après un choc non echnologique (-,25) (voir Tableaux 8 e 9). Ces résulas semblen cependan difficilemen conciliables avec la corrélaion non condiionnelle praiquemen nulle présenée par Galí. Figure 3.2 Seniers de réponse dynamique obenus pour le niveau des he ures ravaillées après un choc echnologique e un choc non echnologique avec correcion* Senier de réponse dynamique obenu pour la première différence des heures après un choc echnologique Senier de réponse dynamique obenu pour la première dif férence des heures après un choc non echnologique *Les lignes poinillées représenen les inervales de confiance à 9 %. Tou comme ceux de Galí, les résulas obenus après un choc echnologique semblen conredire l une des principales prédicions condiionnelles des MCR. Dans ces derniers, la corrélaion enre les heures ravaillées e la producivié es largemen posiive en réacion à un choc echnologique, alors que la relaion empirique qui découle de la présene analyse poine esseniellemen dans la direcion opposée. Éan donné l imporance d un el résula, la prochaine secion propose de reprendre la même problémaique, mais en l éudian sous un angle différen.