LE RETOURNEMENT CONJONCTUREL DE 1992 ET 1993 EN FRANCE : UNE MODÉLISATION VAR DES POSTES DE LA DEMANDE

LE RETOURNEMENT CONJONCTUREL DE 1992 ET 1993 EN FRANCE : UNE MODÉLISATION VAR DES POSTES DE LA DEMANDE En 1992, la consommaion a connu des chocs négaifs, expliquan le ralenissemen du PIB marchand. Ils on éé suivis d imporans chocs négaifs sur les variaions de socks, à l origine de la récession de 1993. GHISLAINE SALMAT Universié Paris I e Direcion générale des Éudes Cenre de recherche Parmi les différens poses de la demande, ni les exporaions nees, ni les dépenses publiques ne semblen avoir joué un rôle dans le reournemen conjoncurel de 1992 e 1993. Les invesissemens on connu des chocs négaifs don les effes rès faibles en 1992, mais plus sensibles 1993, n'on pas eu un impac déerminan sur le déroulemen du cycle. Les chocs sur la consommaion on eu des effes neemen plus significaifs. S ils n on pas éé prépondérans en 1993, ce son les seuls en revanche à expliquer l évoluion du PIB sur les rois premiers rimesres de 1992. Ce effe rese imporan après le quarième rimesre de 1992 puis disparaî lorsque les chocs sur les variaions de socks prennen le relais, puisqu ils expliqueraien alors plus de 50 % de la différence enre la projecion du PIB e son observaion. Ainsi, le scénario de déroulemen de la phase de récession commence par un choc de consommaion expliquan le fléchissemen du PIB débu 1992, prolongé e amplifié ensuie par des chocs sur les variaions de socks, chocs sans lesquels l économie française n aurai pas connu de récession en 1993. Cee conclusion éclaire a conrario le consa iré des enquêes de conjoncure monran l imporance jouée par la reconsiuion de ces mêmes socks dans la phase récene de reprise. BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes» 83

1. Spécificaions du modèle Les mesures compables de conribuion à la croissance du PIB ne peuven prendre en compe les phénomènes économiques dynamiques de diffusion d un pose de la demande à l aure. Si, par exemple, les exporaions nees ralenissen, il en sera de même pour le PIB e donc pour le revenu de ménages. Ceci se raduira alors par une diminuion du ryhme de progression de la consommaion des ménages. Finalemen, la conribuion de la consommaion des ménages à la croissance du PIB fléchira, bien que le choc iniial ne se soi pas produi sur ce pose de demande. La méhodologie VAR (pour Veceurs Auo Régressifs), uilisée ici, vise à idenifier ces effes de diffusion afin de calculer l influence des chocs, c es-à-dire des variaions inexpliquées par les aures variables de demande, sur l acivié. Reprenan l exemple précéden, en régressan le aux de croissance de la consommaion sur ses propres reards e sur les variaions des aures poses de la demande, le ralenissemen de la consommaion n apparaîra pas comme un choc sur la consommaion, mais bien comme une conséquence d un choc sur les exporaions nees. Cinq poses de la demande son reenus : les dépenses publiques (noées g), la consommaion des ménages (c), l invesissemen (i), les exporaions nees des imporaions (nx), e enfin les variaions de socks (dx). Les variables son exprimées en aux de croissance e précédées d un dl (pour variaion logarihmique), ou en rappor au PIB (pour les exporaions nees e pour les variaions de socks qui seron suivies d un p) 1. La démarche adopée dans ce aricle, e qui va êre exposée en déail, es résumée dans l organigramme suivan : Esimaion du VAR : dlg, dlc, dli, nxp e dsp son régressés par rappor à leurs reards Équaion de dly par rappor aux variables explicaives du VAR ug( ), uc( ), ui( ), unxp( ) e udsp( ) Résidus des esimaions uy( ) εg( ), εc( ), εs( ), εnxp( ) e εdsp( ) Chocs indépendans, provenan de l orhogonalisaion des résidus uy()= βgεg( ) + βcεc( ) + βiεi( ) + βnxpεnxp( ) + βdspεdsp( ) + εy( ) 1 On pourra rouver ous les résulas économériques inermédiaires dans la Noe d éudes e de recherche n 28. 84 BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes»

Le modèle es esimé en deux emps. Tou d abord, nous esimerons un VAR pour les composanes du PIB (après les avoir «saionnarisées»), puis le logarihme du PIB en différence es régressé sur les variables explicaives du VAR 1. La représenaion VAR s écri : Z( ) = B( L) Z( 1 ) + U( ) (1) où B( L) es une marice (5,5) de polynômes de reards, U( )es le veceur des résidus du VAR e Z () =. 0 / dlg() dlc() dli() nxp() dsp() 1 Par la suie, les résidus esimés des équaions de dépenses publiques, de consommaion, d invesissemen, d exporaions nees e de variaions de socks son noés respecivemen ug(), uc(), ui(), unxp() e udsp(). Une fois le modèle VAR esimé, on ne dispose que des résidus d esimaion qui son corrélés. Il es nécessaire de les «orhogonaliser» pour disposer de chocs indépendans. En noan εg( ), εc( ), εi( ), εnxp( ) e εdsp( ), les chocs orhogonaux sur les dépenses publiques, la consommaion, les invesissemens, les exporaions nees e les variaions de socks à calculer, il s agi de rouver une marice de décomposiion S elle que l on puisse écrire : U( ) = Sε( ) avec : ε() =. 0 / εg() εc() εs() εnxp() εdsp() 1 ε e Var( ) = Id de façon à obenir la décomposiion habiuelle de Choleski (SS' = Ω = Var(U )). Conrairemen à ce qui es courammen praiqué depuis Bernanke [1] e Sims [2], où les chocs d une seule variable son exogènes e où les innovaions des aures variables dépenden de ce seul choc, nous avons effecué l orhogonalisaion suivane, qui es en fai une riangularisaion :. 1 0 0 0 0 λc 1 0 0 0 U () = λ1i λ2i 1 0 0. () ε λ1nxp λ2nxp λ3nxp 1 0 / λ1dsp λ2dsp λ3dsp λ4dsp 1 0 1 (2) 1 En l occurence, il s agira d un VAR en différence avec un glissemen, puisque nous n avons pas rouvé de relaions de coïnégraion. BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes» 85

Cee riangularisaion perme par consrucion puisqu il y a juse idenificaion d obenir des chocs orhogonaux. De plus, il paraî raisonnable de considérer que les chocs de dépenses publiques peuven seuls êre exogènes. Les innovaions sur l invesissemen peuven dépendre des chocs de consommaion mais il serai difficilemen défendable d expliquer une innovaion sur la consommaion par un choc sur les invesissemens. Les innovaions sur les exporaions nees peuven dépendre des chocs de consommaion e d invesissemen par le biais des imporaions. Quan aux innovaions sur les socks, elles devraien dépendre, par consrucion, des chocs sur les aures variables 1.Enfin,des esimaions faies par ailleurs, monren que les chocs d invesissemen son neemen sous-esimés, lorsque l on inverse l ordre invesissemen-exporaions nees dans la marice de décomposiion (ceci afin de prendre en compe l effe des chocs d exporaions nees sur les invesissemens), andis que les chocs d exporaions resen inchangés. Par consrucion, le PIB marchand vérifie l équaion compable y = c+ i+ g+ nx+ ds, e dans une deuxième éape, le aux de croissance du PIB marchand es régressé sur les aux de croissance reardés de ses composanes. Enfin, le résidu de cee équaion es à son our régressé sur les différens chocs. L équaion du PIB marchand es la suivane : dly( ) = A( L ) Z( 1 ) + uy( ) (3) où A( L) es un veceur de polynômes de reards. Nous supposerons qu ils on la même forme que ceux de BL ( ). Finalemen, pour expliquer l évoluion du PIB, il suffi de régresser uy( ) par rappor aux différens chocs. Ainsi nous obenons : uy()= βε g g( ) + βε c c( ) + βε i i( ) + βnxpεnxp( ) + βdspεdsp( ) + εy( ) (4) De l équaion (4), nous pouvons déduire l effe immédia d un choc sur les variaions du PIB marchand. En y associan les équaions (1) à (3), nous avons les effes à long erme d un choc sur le PIB marchand. Ainsi, le résidu de cee dernière équaion peu s inerpréer comme l évoluion du PIB marchand qui ne peu êre expliqué ni par ses composanes passées, ni par leurs cycles. Nous obenons donc l évoluion du PIB marchand expliquée par des chocs de consommaion, d invesissemen, Nous fonderons nore éude sur cee dernière équaion. 2. Résulas empiriques 2.1. Esimaion du VAR e décomposiion des résidus Après avoir vérifié que lg, lc e li éaien I(1), e avan d esimer le VAR, nous avons esé une ou plusieurs relaions de coïnégraion enre ces rois variables 2. D après les résulas de l analyse de coïnégraion, au seuil de 5 %, nous ne pouvons reenir aucune relaion de coïnégraion enre les rois variables. Le modèle esimé es donc un VAR en différence avec un glissemen, que nous noerons VARD (pour VAR en différence). Afin de calculer effecivemen une évoluion non prévisible du PIB marchand, nous avons égalemen esé d évenuelles relaions de coïnégraion enre les logarihmes du PIB marchand, des dépenses publiques, de la consommaion e de l invesissemen. Il exisai, au seuil de 5 %, deux relaions de coïnégraion enre ces variables. Cependan, nous n avons pas reenu ici l équaion du PIB conenan les résidus reardés de ces équaions pour les raisons suivanes. 1 Toue idenificaion des chocs se faisan, de oue façon, selon des hypohèses arbiaires, comme le soulignai Blanchard [3], nous avons uilisé celle qui nous semblai la plus judicieuse pour répondre à nos inerrogaions. 2 Uilisan ainsi le héorème de Engle e Granger [4] jusifian l esimaion en deux éapes e celui de Sock [5] démonran la super convergence des coefficiens esimés du veceur coïnégran 86 BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes»

Les résidus reardés des relaions de coïnégraion avaien des coefficiens non significaifs dans l équaion du PIB marchand. L équaion du résidu du PIB marchand éai moins bonne du poin de vue prévisionnel de l ajusemen, e surou une auocorrélaion des résidus apparaissai, auocorrélaion due à l inroducion des résidus reardés des relaions de coïnégraion. L inerpréaion des résulas éai sricemen idenique quan aux causes du reournemen de conjoncure mais avec des simulaions rérospecives de moindre qualié. Enfin, pour déerminer le nombre de reards que nous devions inclure dans le VARD, nous avons effecué des ess de rappor de vraisemblance. Les ess poraien sur des reards varian de un à hui. Au seuil de 5 %, nous avons ainsi conclu qu un VARD à rois reards éai le seul modèle à ne pouvoir êre rejeé. De ces équaions, nous déduisons les résidus, la marice d orhogonalisaion, e enfin les chocs. 2.2. Influence des chocs sur le PIB marchand Avan d adoper une équaion définiive, nous avons jugé uile de l esimer par la méhode des résidus récursifs. Un es du CUSUM-Square nous ayan prouvé la sabilié du modèle, les résulas son résumés dans l équaion suivane, les saisiques de Suden éan enre parenhèses : uy( ) = 0,00109 εg() + 0, 00201εc() + 0, 00222 εi() + 0, 00083εnxp() + 0, 00362 εdsp() + σuyεy (33,21) (60,76) (67,31) (25,22) (109,7) 2 2 R = 0, 996 R = 0, 996 DW.. = 1, 80 Cee équaion n es pas inerpréable en erme d élasicié. En effe, les chocs son orhogonaux e d écar-ype uniaire andis que les résidus uy() ne son pas normés. En réécrivan l équaion (4) obenue, nous avons : uyn()=0,22 εg() + 0, 41εc() + 0, 45εi() + 0, 17εnxp() + 0, 73εdsp() + εy() avec u ( ) = u ( ) / σ yn y uy Ainsi, les effes insananés, exprimés relaivemen à l écar-ype du aux de croissance du PIB marchand son de 0,22 %, 0,40 % e 0,45 % lorsque l on a un choc de 1 % de l écar-ype sur les dépenses publiques, la consommaion ou l invesissemen. Un choc posiif de 1 sur les exporaions nees ou les variaions de socks provoque un accroissemen insanané de 0,17 % e 0,73 % du PIB marchand 1. Les graphiques suivans offren une représenaion de l influence direce des chocs des poses de la demande sur le PIB depuis 1971. Pour en facilier la lecure, les conribuions des différens chocs son cumulées, une courbe croissane révélan donc une suie de chocs à effe posiif sur le aux de croissance du PIB marchand. Les variaions relaives du PIB marchand son représenées en ordonnées. Par exemple, la relance économique de 1981 correspond à des chocs posiifs sur les dépenses publiques à parir du roisième rimesre de 1981 e jusqu au deuxième rimesre de 1982 (graphique 1). Si les chocs de dépenses publiques on alors eu un effe posiif sur le PIB marchand (+ 0,30 %), ce effe a éé conrarié par d imporans chocs négaifs sur l invesissemen qui, sur la même période, 1 L imporance de ce dernier coefficien ne doi pas êre mal inerpréée. En effe, les exporaions nees e les variaions de socks son divisées par le PIB marchand. Ainsi, une augmenaion d un poin du rappor exporaions nees-pib marchand signifierai une rès fore augmenaion des exporaions nees. BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes» 87

diminuaien le PIB marchand de 0,46 %. Par la suie, à parir du roisième rimesre de 1982, les chocs sur les dépenses publiques son rès neemen négaifs ; l effe oal a éé 0,81 poin de croissance en moins sur le PIB marchand enre 1982 e 1986. Graphique 1 0,02 IMPACTS CUMULÉS SUR LE PIB MARCHAND DES CHOCS SUR LES DÉPENSES PUBLIQUES, LA CONSOMMATION ET LES INVESTISSEMENTS 0,01 0,00-0,01-0,02 1971:01 1974:01 1977:01 1980:01 1983:01 1986:01 1989:01 C h ocs su r les dép enses publiques Chocs sur la consom m aion C ho cs su r les inv esissem ens L impac immédia des chocs exérieurs sur le niveau du PIB marchand es quasimen nul (graphique 2). Les exporaions nees semblen n avoir eu qu une faible influence sur le PIB marchand parce que les résidus observés sur les exporaions nees des imporaions son corrélés avec d aures chocs de demande. Cependan, l influence favorable de la réunificaion allemande sur les exporaions nees es visible, puisqu enre 1987 e 1990 l impac des chocs exérieurs a augmené de 0,43 % le PIB marchand. Graphique 2 0,04 0,03 0,02 0,01 0,00-0,01-0,02 IMPACTS CUMULÉS SUR LE PIB MARCHAND DES CHOCS SUR LES EXPORTATIONS NETTES ETLESVARIATIONSDESTOCKS -0,03 1971:01 1974:01 1977:01 1980:01 1983:01 1986:01 1989:01 Chocs sur les exporaions nees Chocssurlesvariaionsdesocks 88 BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes»

3. Le reournemen de conjoncure de 1992-1993 Avan de déerminer quelles on pu êre les causes du reournemen conjoncurel de 1992-1993, nous allons monrer que l évoluion du PIB marchand n aurai pu êre prévue correcemen, à l horizon 1993, grâce aux seules dynamiques de ses composanes. En d aures ermes, le VARD e l équaion du PIB marchand n auraien pas permis de prévoir le reournemen de conjoncure, jusifian donc nore démarche 1. 3.1. Projecions sous l hypohèse de chocs nuls Le graphique 3 (observaion e projecion) illusre l évoluion prévue du logarihme du PIB marchand avec les seules dynamiques du VARD e son observaion. Ainsi, nous avons uilisé pour l obenir les seules équaions (1) e (3) esimées. Ceci signifie que les innovaions son conraines à êre nulles sur la période premier rimesre 1992-roisième rimesre 1993. Graphique 3 ÉVOLUTION DU PIB MARCHAND OBSERVATION ET PROJECTION OBSERVATION ET SIMULATION 13,60 en logarihme 13,60 en logarihme 13,55 13,55 13,50 13,50 13,45 1989:01 1990:01 1991:01 1992:01 1993:01 13,45 1989:01 1990:01 1991:01 1992:01 1993:01 Projecion PIB marchand Simulaion PIB marchand La projecion es calculée en supposan que ous les chocs son nuls, andis que la simulaion es faie en inroduisan ous les chocs. D après le graphique 3 (observaion e projecion), nous avons donc connu sur la période 1992-1993 des chocs négaifs. Ils peuven expliquer le reournemen de conjoncure, puisque, s ils n avaien pas exisé, le PIB marchand n aurai pas diminué. De plus, à l excepion des exporaions nees e des dépenses publiques, l ensemble des variables a éé suresimé dans les projecions faies sur la période 1992-1993. 3.2. Déerminaion des chocs sur la période 1992-1993 Afin d améliorer la simulaion, nous avons donc pris en compe la présence de chocs exogènes sur les dépenses publiques, la consommaion, l invesissemen, les exporaions nees e les variaions de socks. Pour cela, nous avons adopé une sraégie résumée dans l organigramme suivan : 1 Ce résula es valable quelle que soi la décomposiion des résidus effecuée, puisque nous avons conrain ous les chocs, e par conséquen oues les innovaions, à êre nuls sur la période premier rimesre 1992-roisième rimesre 1993. BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes» 89

Projecions à parir du VARD de lg91: 4( ), lc91: 4( ), li91: 4 (), nxp91: 4( ) edsp91: 4( ) (informaion disponible au quarième rimesre 1991) Projecions à parir du VARD de lg 1( ), lc 1( ), li 1(), nxp 1( ) edsp 1( ) (informaion disponible en 1) Équaion (3) Calcul des résidus hors période d esimaion : dlg( ) ( lg 1( ) lg( 1 )), dlc( ) ( lc 1( ) lc( 1 )), dli( ) ( li 1( ) li( 1 )), nxp( ) nxp 1( ) e dsp( ) dsp ( ) 1 Simulaions sur ly à l horizon du roisième rimesre 1993 Équaion (4) Déerminaion des chocs : βg(), βc(), βi(), βnxp()e βdsp() Grâce au VARD esimé, nous avons effecué des projecions à l horizon du roisième rimesre 1993, sur les variables lg, lc, li, nxp e dsp. Ces projecions on éé réalisées à parir de l informaion disponible au quarième rimesre 1991. Nous les appellerons lg91 : 4( ), lc91 : 4( ), li91 : 4(),nxp 91: 4( ) e dsp91 : 4( ), éan l horizon de prévision. Afin de déerminer les chocs, nous avons consrui de nouvelles projecions sur ces variables, mais à parir de l informaion disponible à la période précédene. Nous les appellerons lg 1( ), lc 1( ), li 1( ),nxp 1( ) e dsp 1( ). Une fois connue la réalisaion en, nous en déduisons les résidus hors période d esimaion, ou innovaions, d un rimesre sur l aure. Connaissan les innovaions sur la période quarième rimesre 1970-roisième rimesre 1993, nous avons dû recalculer une nouvelle marice de décomposiion des innovaions en chocs. En effe, la marice S, esimée précédemmen nous permeai d obenir des chocs orhogonaux sur la période quarième rimesre 1970-quarième rimesre 1991. En appliquan cee marice aux innovaions obenues sur la période premier rimesre 1992- roisième rimesre 1993, il n éai donc pas cerain que ces «chocs» soien effecivemen orhogonaux. Ainsi, nous pouvons éablir les simulaions que nous aurions obenu sur le PIB marchand, sur la période premier rimesre 1991-roisième rimesre 1993, si nous avions connu les chocs qui se son produis. Cee simulaion s es faie sur la base de l informaion disponible au quarième rimesre 1991, donc de lg91 : 4( ), lc91 : 4( ), li91 : 4(), nxp91 : 4( ) edsp91 : 4( ), e à parir des équaions esimées (4) puis (3). Les prévisions sur la période premier rimesre 1992-roisième rimesre 1993, représenées dans le graphique 3 (observaion e simulaion), son donc neemen améliorées lorsque l on inègre les différens chocs. 90 BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes»

Le coefficien de corrélaion enre le PIB marchand effecif e sa simulaion es de 89,95 %, lorsque la simulaion es réalisée en réinégran les différens chocs. Ceci signifie que nous avons pu presque enièremen expliquer le reournemen de conjoncure e la décroissance du PIB marchand. Afin de connaîre l influence des différens chocs dans le reournemen de conjoncure, des simulaions emboîées son faies sur le PIB marchand. Elles son réalisées à l horizon du roisième rimesre de 1993 en supposan, dans un premier emps, que seuls les chocs de dépenses publiques on exisé (les chocs de consommaion, d invesissemen, d exporaions nees e de variaions de socks éan supposés nuls sur la période). Puis aux chocs sur les dépenses publiques son ajoués les chocs sur la consommaion. La différence enre les deux simulaions indique alors les effes sur le PIB marchand des seuls chocs de consommaion. Ensuie les chocs sur l invesissemen, sur les exporaions nees, e enfin sur les variaions de socks son joins aux deux chocs précédens. L impac de chaque ype de choc es alors mesuré par sa conribuion à la simulaion finale qui inègre ous les chocs. Il apparaî sur le graphique que ni les dépenses publiques, ni les exporaions nees n on joué un rôle dans le reournemen de conjoncure de 1992 e 1993 1. L effe de chocs négaifs sur l invesissemen devien visible en 1993. Les chocs de consommaion on eu des effes neemen plus significaifs. S ils n on pas éé prépondérans en 1993, ce son les seuls à expliquer l évoluion du PIB marchand sur les rois premiers rimesres de 1992. Ce effe rese imporan après le quarième rimesre de 1992, lorsque les chocs sur les variaions de socks prennen le relais. Les chocs sur les variaions de socks expliquen alors plus de 50 % de la différence enre la projecion du PIB marchand e son observaion. De fai, si les chocs de consommaion peuven expliquer le fléchissemen observé sur le PIB marchand débu 1992, les chocs sur les variaions de socks expliquen la décroissance du PIB marchand, puisque les aures chocs n'auraien pas à eux seuls empêché le PIB marchand de progresser en 1993. Graphique 4 PROJECTION DU LOG DU PIB MARCHAND AVEC DES CHOCS NULS, PUIS INCORPORATION DES CHOCS UN À UN DANS LA SIMULATON 13,60 13,58 13,56 PIB projeé + chocs dép. publ. + chocs conso. +chocsinv. + chocs exp. nees +chocssocks PIB observé 13,54 13,52 1991:01 1991:03 1992:01 1992:03 1993:01 1993:03 Trimesres Ce phénomène proviendrai d une modificaion du comporemen des enreprises, due à des anicipaions à la baisse de la demande. En effe, les enquêes mensuelles e rimesrielles de l INSEE monren, sur cee période, une rès nee déérioraion de l opinion des enreprises relaives aux 1 La courbe «chocs exporaions nees» es confondue avec la courbe présédene «chocs invesissemens» sur le graphique 4, ce qui monre que l'inroducion des chocs d'exporaions nees ne modifie pas la simulaion. BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes» 91

perspecives de producion pour les rois à quare prochains mois (graphique 5). C es le cas surou à parir du roisième rimesre de 1992, où les perspecives négaives des indusriels l emporen largemen sur les posiives. Graphique 5 PERSPECTIVES DE PRODUCTION PERSONNELLES ET GÉNÉRALES DES INDUSTRIELS Évoluion du solde des réponses Persp pers Persp Gén 0,00-10,00-20,00-30,00-40,00-50,00-60,00 J 91 F M A M J J A S O N D J 92 F M A M J J A S O N D J 93 F M A M J J A S Source : INSEE Tendances de la conjoncure Ce pessimisme se rerouve dans l évoluion du solde des réponses quan aux carnes de commandes e à la endance prévue de la demande. Les anicipaions de la demande, de la par des enreprises indusrielles, expliqueraien donc des chocs négaifs imporans sur les variaions de socks. 4. Conclusion Dans ce aricle, nous avons élargi une méhodologie proposée par Blanchard [6]. Il s agissai d idenifier des chocs orhogonaux, afin de pouvoir expliquer le reournemen de conjoncure de 1992-1993. Pour cela, après différens ess, nous avons modélisé, par un VAR en différence avec glissemen, les variables de dépenses publiques, de consommaion, d invesissemen, d exporaions nees e de variaions de socks. Nous en avons dédui une modélisaion pour le PIB marchand sur la période premier rimesre 1971-quarième rimesre 1991, à parir de la dynamique de ses différenes composanes e de l influence des différens chocs sur les poses de la demande. Par cee méhode, nous avons ainsi démonré qu effecivemen des chocs négaifs sur l économie on provoqué le reournemen de conjoncure. En effe, sans la prise en compe de ces chocs, les projecions réalisées sur le PIB marchand ne monren aucun reournemen. Ainsi, les évoluions passées des composanes du PIB e leur caracère cyclique ne peuven expliquer à elles seules l évoluion du PIB marchand duran les années 1992 e 1993. Il semblerai, de plus, que ni les dépenses publiques, ni l invesissemen, ni les exporaions nees, ne peuven expliquer le reournemen de conjoncure : si des chocs sur ces variables on exisé c'es le cas en pariculier pour l'invesissemen au débu de 1993 leur effe a éé quasimen nul sur l évoluion du PIB marchand. Par conre, des chocs négaifs sur la consommaion sembleraien avoir des effes non négligeables sur l évoluion du 92 BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes»

PIB marchand encore croissan en 1992, mais marginaux en 1993 lors de la chue du PIB. Enfin, des chocs sur les variaions de socks expliqueraien la plus grande parie du reournemen conjoncurel. Ces chocs peuven se jusifier par des anicipaions à la baisse des enreprises quan à la demande qui leur sera adressée e à leurs perspecives de producion, dans le prolongemen des chocs de consommaion de 1992. Ceci éclaire a conrario le consa iré des enquêes de conjoncure monran l'imporance jouée par la reconsiuion de ces même socks dans la phase récene de reprise. RÉFÉRENCES BIBLIOGRAPHIQUES [1] B. Bernanke, (1986) «Alernaive Explanaions of he Money-Income Correlaion», Carnegie- Rocheser Conference Series on Public Policy, vol. 25, pp. 49-100. [2] C. A. Sims, (1986) «Are Forcasing Models Usable for Policy Analysis?» Federal Reserve Bank of Minneapolis Quaerly Review, Winer. [3] O. J. Blanchard, (1989) «A radiional Inerpreaion of Macroeconomic Flucuaions», American Economic Review, vol. 79, pp. 1146-1164. [4] R. F. Engle, e C. W. J. Granger (1987) «Coinegraing and Error Correcion : Represenaion, Esimaion and esing», Economerica, vol. 55, pp. 251-276. [5] J. H. Sock, (1987) «Asympoic Properies of Leas Squares Esimaors of Coinegraing Vecors», Economerica, vol. 55, pp. 1035-1056. [6] O. J. Blanchard, O. J. (1993) «Consumpion and he Recession of 1990-1991.», American Economic Review, vol. 83, pp. 270-274. BULLETIN DE LA BANQUE DE FRANCE 3 e rimesre 1994 Supplémen «Éudes» 93