Chocs monétaires et budgétaires et taux de change : une application à
l’euro / dollar
Christophe Blot [email protected]
LEO – Université d’Orléans - Rue de Blois, BP 6739 - 45067 Orléans Cedex 2
Version provisoire et incomplète
1. 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 cha nge ont longuement été
analysés1, 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 (1995) montrent que l’appréciation, à la suite d’un
choc restrictif, dure entre deux et trois ans alors que Koray et McMillin (1999) 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 (1999) alors que Kim (1999) 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
(2001) s’intéressent aux chocs monétaires et budgétaires de la zone euro mais en économie
1 Voir notamment Eichenbaum et Evans (1995), Grilli et Roubini (1996), Koray et McMillin (1999) et Kim et Roubini (2000).
2
fermée. Clarida et Prendergast (1999) 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 (1989), il est possible de contraindre la réponse à long terme de
certaines variables. Clarida et Gali (1994) 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 (2000) ou Clarida et Prendergast (1999), 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. Si
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. Seuls 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.
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 (1963), Fleming (1962) ou Dornbusch (1976), 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 (1995), 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
(1995) a fait l’objet de nombreux approfondissements2 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
(1995) 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 (1976). 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 (2001).
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
(1995) 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 Pesenti3 (2001) 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 (2001), 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 (2000) modifient partiellement le cadre développé par Obstfeld et
Rogoff (1995) 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.
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 (2000) 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 (1999)
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 (2001) 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 (1995). 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 (2001).
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 (2000), par rapport à Obstfeld et
Rogoff (1995), 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
6
positive des productions lors de chocs monétaires. Les résultats obtenus par Corsetti et Pesenti
(2001) se démarquent peu de ceux d’Obstfeld et Rogoff (1995) 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 (1999) 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 services4. 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. Si 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.
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,
1999), 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 ( )te , le
vecteur des erreurs de prévisions du VAR tel que ( )E e t = 0 et ( )E e et 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
( )te . Le résidu associé à l’équa tion 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.
Si on note ( )tε le vecteur des innovations structurelles telles que ( ) 0=tE ε et
Σ=
′
ttE εε , où Σ est une matrice diagona le généralement normalisée de telle sorte
que nI=Σ . Alors, il existe une relation entre ( )tε et ( )te telle que :
(1) tt Be ε0=
La matrice 0B 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 ( )tε ne peut être directement déterminé mais peut être
identifié en posant un certain nombre de restrictions sur les coefficients de la matrice 0B . En
effet, on a :
8
(2) ′=Ω 00 BB
La matrice des variances / covariances contient ( )
21 nn +
termes indépendants
permettant l’identification des 2n termes de la matrice 0B . Celle-ci ne peut donc être
complètement réalisée qu’à la condition de poser ( )
21 nn −
restrictions sur les coefficients de
la matrice 0B .
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
0B soit triangulaire inférieure5. Ainsi, si l’on note [ ]′= tttt XZXY ,2,1 ,, un vecteur de
variables où tZ représente les instruments de politique économique, tX ,1 et tX ,2 deux
vecteurs de variables économiques et financières. La structure récursive implique alors que le
vecteur tX ,1 contient l’ensemble des variables qui font partie de la fonction de réactions des
autorités monétaires et budgétaires. Et donc, tX ,2 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
des dépenses publiques et du taux de change nominal, on a alors [ ]′= ttttt SGiOGY ,,, . La
décomposition de Choleski de la matrice des variances / covariances Ω associée aux erreurs
de prévisions du modèle décrit par tY implique :
(3)
=
S
G
i
OG
S
G
i
OG
bbbbb
b
uuu
u
εεε
ε
101001
0001
434241
3231
21
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.
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 monétaire6. 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)
=
S
G
i
OG
S
G
i
OG
bbbb
bb
uuu
u
εεε
ε
1010
01
0001
434241
31
2421
6 Voir Cushman et Zha (1997).
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
41. 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 [ ]′= QouSXZOGY ,,, .
L’output gap ( )OG 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
/ euro7 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 (2001). Elles sont généralement disponibles sur la période 1970Q1-1998Q4.
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 1970Q1-2000Q4.
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. Si 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
1979Q1-1998Q4. 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 SME. 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 1971Q1-2000Q48 ou 1998Q4 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-Unis9. 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 1971 plutôt que 1970 dans la mesure où la variable M3 intervient en taux de croissance calculé en glissement annuel. 9 Que l’estimation soit réalisée sur 1971Q1-1998Q4 ou 1979Q1-1998Q4 ne modifie pas les résultats.
12
Le premier modèle estimé, dont les fonctions de réponse sont reproduites sur le
graphique 1, 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 1). 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 80% 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 SME 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.
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 nominal10 (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 1 : 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
1 4 8 12 16 20 24
0.47 0.81 2.23 24.60 32.14 29.44 28.21
1.35 17.52 32.45 27.73 28.30 30.21 30.05
0.07 3.80 11.69 16.39 18.03 20.77 21.21
98.11 77.87 53.63 31.28 21.53 19.58 19.48
Horizon Output gap Taux monétaire Consommation publique
Taux de change réel
1 4 8 12 16 20 24
0.47 0.84 1.20 22.94 30.53 27.35 25.91
1.32 17.66 33.43 28.47 28.41 30.18 29.94
0.14 3.78 10.93 17.33 20.08 23.84 26.86
98.07 77.72 54.43 31.26 20.98 18.63 18.30
Si les instruments de politique budgétaire et monétaire sont respectivement le déficit à
la place des consommations publiques et l’écart ent re 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 11. 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
10 Une nouvelle fois, les réponses du taux de change nominal et réel sont identiques. 11 Seule 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 10%.
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 12 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
Solde budgétaire Taux de change nominal
8 16 24
65.37 39.51 33.87
3.99 4.13 3.84
29.09 54.86 57.56
1.54 1.50 4.73
Horizon Output gap Taux monétaire allemand
Solde budgétaire Taux de change nominal
4 8 12 16 20 24
2.00 2.23 5.79 4.66 6.41 6.82
3.81 4.93 2.72 1.36 1.07 1.21
3.97 23.78 56.32 77.06 79.79 79.41
90.22 69.06 35.18 16.94 12.73 12.57
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 (1976) 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 12 (1995) 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
12 A partir d’une décomposition structurelle, Kim et Roubini (2000) parviennent à atténuer en partie ce problème.
16
terme est significative et persistante. Ce résultat semble conforter les conclusions des modèles
à la Obstfeld et Rogoff (1995) 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
corrigée13.
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)
=
S
G
i
OGZE
OGUS
S
G
i
OGZE
OGUS
bbbbbb
bbb
uuu
uu
εεε
εε
10100100001
00001
54535251
4341
3431
21
13 Il y a très certainement un problème de saisonnalité qu’il conviendra de corriger par la suite.
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 10. 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 0433421 === bbb , 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’euro14. 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
14 Les effets sont identiques que l’on considère le taux nominal ou réel (voir graphique 6)
18
prévision après deux années est expliquée, à plus de 50%, par ces deux chocs. Ces résultats
sont assez proches de ceux mis en évidence dans le tableau 1. Par ailleurs, lorsque l’ordre des
instruments de politique économique est inversé15, la contribution des chocs de demande
publique devient prépondérante et atteint un pic de 50% après quatre années16.
Tableau 3 : Etats-Unis
Décomposition de la variance du taux de change nominal dollar / euro Horizon Output gap
US Output gap Zone euro
Taux monétaire
Consommations publiques
Taux de change nominal
4 8 12 16 20 24
4.72 3.12 2.39 2.99 11.55 13.87
4.89 3.02 5.90 5.04 6.23 8.60
17.13 26.07 34.05 35.40 34.24 34.40
2.42 22.50 29.94 34.00 24.69 25.42
70.84 45.28 27.72 22.56 18.28 17.71
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 :
15 Le taux monétaire est placé après les dépenses publiques. 16 Ces résultats ne sont pas reproduits ici.
19
i)Si 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 (1995). 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 (1976) également mis en évidence par Betts et Devereux (2000), 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.
20
Graphique 1 : Zone euro / Etats-Unis
Réponse de
Cho
c su
r
OG
IN
GY
S
OG
OG
IN
IN
GY
GY
S
S
0 5 1 0 1 5 2 0-0.050
-0.025
0 .000
0 .025
0 .050
0 .075
0 5 1 0 1 5 2 0-0.050
-0.025
0 .000
0 .025
0 .050
0 .075
0 5 1 0 1 5 2 0-0.050
-0.025
0 .000
0 .025
0 .050
0 .075
0 5 1 0 1 5 2 0-0.050
-0.025
0 .000
0 .025
0 .050
0 .075
0 5 1 0 1 5 2 0-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0 .00
0.25
0.50
0.75
0 5 1 0 1 5 2 0-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0 .00
0.25
0.50
0.75
0 5 1 0 1 5 2 0-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0 .00
0.25
0.50
0.75
0 5 1 0 1 5 2 0-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0 .00
0.25
0.50
0.75
0 5 1 0 1 5 2 0-0.015
-0.010
-0.005
0 .000
0 .005
0 .010
0 .015
0 5 1 0 1 5 2 0-0.015
-0.010
-0.005
0 .000
0 .005
0 .010
0 .015
0 5 1 0 1 5 2 0-0.015
-0.010
-0.005
0 .000
0 .005
0 .010
0 .015
0 5 1 0 1 5 2 0-0.015
-0.010
-0.005
0 .000
0 .005
0 .010
0 .015
0 5 1 0 1 5 2 0-0.042
-0.028
-0.014
-0.000
0 .014
0 .028
0 .042
0 .056
0 5 1 0 1 5 2 0-0.042
-0.028
-0.014
-0.000
0 .014
0 .028
0 .042
0 .056
0 5 1 0 1 5 2 0-0.042
-0.028
-0.014
-0.000
0 .014
0 .028
0 .042
0 .056
0 5 1 0 1 5 2 0-0.042
-0.028
-0.014
-0.000
0 .014
0 .028
0 .042
0 .056
21
Graphique 2 : Zone euro / Etats-Unis
Réponse de
Cho
c su
r
OG
INALL
GY
S
OG
OG
INALL
INALL
GY
GY
S
S
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050
-0 .025
0 . 0 0 0
0 . 0 2 5
0 . 0 5 0
0 . 0 7 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050
-0 .025
0 . 0 0 0
0 . 0 2 5
0 . 0 5 0
0 . 0 7 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050
-0 .025
0 . 0 0 0
0 . 0 2 5
0 . 0 5 0
0 . 0 7 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050
-0 .025
0 . 0 0 0
0 . 0 2 5
0 . 0 5 0
0 . 0 7 5
0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00
-0 .75
-0 .50
-0 .25
0 . 0 0
0 . 2 5
0 . 5 0
0 . 7 5
1 . 0 0
1 . 2 5
0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00
-0 .75
-0 .50
-0 .25
0 . 0 0
0 . 2 5
0 . 5 0
0 . 7 5
1 . 0 0
1 . 2 5
0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00
-0 .75
-0 .50
-0 .25
0 . 0 0
0 . 2 5
0 . 5 0
0 . 7 5
1 . 0 0
1 . 2 5
0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00
-0 .75
-0 .50
-0 .25
0 . 0 0
0 . 2 5
0 . 5 0
0 . 7 5
1 . 0 0
1 . 2 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010
-0 .005
0 . 0 0 0
0 . 0 0 5
0 . 0 1 0
0 . 0 1 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010
-0 .005
0 . 0 0 0
0 . 0 0 5
0 . 0 1 0
0 . 0 1 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010
-0 .005
0 . 0 0 0
0 . 0 0 5
0 . 0 1 0
0 . 0 1 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010
-0 .005
0 . 0 0 0
0 . 0 0 5
0 . 0 1 0
0 . 0 1 5
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06
-0 .04
-0 .02
0 . 0 0
0 . 0 2
0 . 0 4
0 . 0 6
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06
-0 .04
-0 .02
0 . 0 0
0 . 0 2
0 . 0 4
0 . 0 6
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06
-0 .04
-0 .02
0 . 0 0
0 . 0 2
0 . 0 4
0 . 0 6
0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06
-0 .04
-0 .02
0 . 0 0
0 . 0 2
0 . 0 4
0 . 0 6
22
Graphique 3 : Zone euro / Etats-Unis (modèle structurel)
Réponse de
Ch
oc
sur
OG
IN
GY
S
OG
OG
IN
IN
GY
GY
S
S
0 5 10 15 20
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
0 5 10 15 20
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
0 5 10 15 20
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
0 5 10 15 20- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
0 5 10 15 20
-0.012
-0.008
-0.004
0.000
0.004
0.008
0.012
0.016
0 5 10 15 20
-0.012
-0.008
-0.004
0.000
0.004
0.008
0.012
0.016
0 5 10 15 20
-0.012
-0.008
-0.004
0.000
0.004
0.008
0.012
0.016
0 5 10 15 20-0.012
-0.008
-0.004
0.000
0.004
0.008
0.012
0.016
0 5 10 15 20
-0.048
-0.032
-0.016
0.000
0.016
0.032
0.048
0.064
0 5 10 15 20
-0.048
-0.032
-0.016
0.000
0.016
0.032
0.048
0.064
0 5 10 15 20
-0.048
-0.032
-0.016
0.000
0.016
0.032
0.048
0.064
0 5 10 15 20-0.048
-0.032
-0.016
0.000
0.016
0.032
0.048
0.064
Réponse de
Ch
oc
sur
OG
INALL
GY
S
OG
OG
INALL
INALL
GY
GY
S
S
0 5 10 15 20-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
0 5 10 15 20-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
0 5 10 15 20-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
0 5 10 15 20-1.00
-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0 5 10 15 20-0.06
-0.04
-0.02
0.00
0.02
0.04
0.06
0 5 10 15 20-0.06
-0.04
-0.02
0.00
0.02
0.04
0.06
0 5 10 15 20-0.06
-0.04
-0.02
0.00
0.02
0.04
0.06
0 5 10 15 20-0.06
-0.04
-0.02
0.00
0.02
0.04
0.06
23
Graphique 4 : Zone euro / Etats-Unis ( taux court allemand et solde budgétaire)
Réponses de
Ch
oc
sur
OG
INALL
SOLDEY
S
OG
OG
INALL
INALL
SOLDEY
SOLDEY
S
S
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.05
0 .00
0 .05
0 .10
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.05
0 .00
0 .05
0 .10
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.05
0 .00
0 .05
0 .10
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.05
0 .00
0 .05
0 .10
0 5 1 0 1 5 2 0-3
-2
-1
0
1
2
3
0 5 1 0 1 5 2 0-3
-2
-1
0
1
2
3
0 5 1 0 1 5 2 0-3
-2
-1
0
1
2
3
0 5 1 0 1 5 2 0-3
-2
-1
0
1
2
3
0 5 1 0 1 5 2 0-1.0
-0.8
-0.6
-0.4
-0.2
-0.0
0 .2
0 .4
0 .6
0 .8
0 5 1 0 1 5 2 0-1.0
-0.8
-0.6
-0.4
-0.2
-0.0
0 .2
0 .4
0 .6
0 .8
0 5 1 0 1 5 2 0-1.0
-0.8
-0.6
-0.4
-0.2
-0.0
0 .2
0 .4
0 .6
0 .8
0 5 1 0 1 5 2 0-1.0
-0.8
-0.6
-0.4
-0.2
-0.0
0 .2
0 .4
0 .6
0 .8
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.08
-0.06
-0.04
-0.02
0 .00
0 .02
0 .04
0 .06
0 .08
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.08
-0.06
-0.04
-0.02
0 .00
0 .02
0 .04
0 .06
0 .08
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.08
-0.06
-0.04
-0.02
0 .00
0 .02
0 .04
0 .06
0 .08
0 5 1 0 1 5 2 0-0.10
-0.08
-0.06
-0.04
-0.02
0 .00
0 .02
0 .04
0 .06
0 .08
24
Graphique 5 : Etats-Unis (Taux des fonds fédéraux et taux de croissance de M3)
Réponse de
Cho
c su
r
OG
IN
GY
S
OG
OG
IN
IN
GY
GY
S
S
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
1.50
0 5 10 15 20-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
1.50
0 5 10 15 20-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
1.50
0 5 10 15 20-0.75
-0.50
-0.25
0.00
0.25
0.50
0.75
1.00
1.25
1.50
0 5 10 15 20-0.0070
-0.0035
0.0000
0.0035
0.0070
0.0105
0.0140
0.0175
0 5 10 15 20-0.0070
-0.0035
0.0000
0.0035
0.0070
0.0105
0.0140
0.0175
0 5 10 15 20-0.0070
-0.0035
0.0000
0.0035
0.0070
0.0105
0.0140
0.0175
0 5 10 15 20-0.0070
-0.0035
0.0000
0.0035
0.0070
0.0105
0.0140
0.0175
0 5 10 15 20-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0.06
0 5 10 15 20-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0.06
0 5 10 15 20-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0.06
0 5 10 15 20-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0.06
Réponse de
Ch
oc
sur
OG
M3
GY
S
OG
OG
M3
M3
GY
GY
S
S
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0.125
0 5 10 15 20- 2 . 0
- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20- 2 . 0
- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20- 2 . 0
- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20- 2 . 0
- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
25
Graphique 6 : Transmission internationale des chocs de politique économique des Etats- Unis
(Décomposition de Choleski)
Réponse de
Ch
oc
sur
OGUS
OGZE
IN
GY
S
OGUS
OGUS
OGZE
OGZE
IN
IN
GY
GY
S
S
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0.075
-0.050
-0.025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0.027
-0.018
-0.009
0.000
0.009
0.018
0.027
0.036
0 5 10 15 20-0.027
-0.018
-0.009
0.000
0.009
0.018
0.027
0.036
0 5 10 15 20-0.027
-0.018
-0.009
0.000
0.009
0.018
0.027
0.036
0 5 10 15 20-0.027
-0.018
-0.009
0.000
0.009
0.018
0.027
0.036
0 5 10 15 20-0.027
-0.018
-0.009
0.000
0.009
0.018
0.027
0.036
0 5 10 15 20-1 .5
-1 .0
-0 .5
0.0
0.5
1.0
1.5
0 5 10 15 20-1 .5
-1 .0
-0 .5
0.0
0.5
1.0
1.5
0 5 10 15 20-1 .5
-1 .0
-0 .5
0.0
0.5
1.0
1.5
0 5 10 15 20-1 .5
-1 .0
-0 .5
0.0
0.5
1.0
1.5
0 5 10 15 20-1 .5
-1 .0
-0 .5
0.0
0.5
1.0
1.5
0 5 10 15 20-0.015
-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.015
-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.015
-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.015
-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.015
-0.010
-0.005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0.04
-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0 5 10 15 20-0.04
-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0 5 10 15 20-0.04
-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0 5 10 15 20-0.04
-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
0 5 10 15 20-0.04
-0.03
-0.02
-0.01
0.00
0.01
0.02
0.03
0.04
0.05
Réponse de
Ch
oc
sur
OGUS
OGZE
IN
GY
Q
OGUS
OGUS
OGZE
OGZE
IN
IN
GY
GY
Q
Q
0 5 10 15 20-0 .075
-0 .050
-0 .025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0 .075
-0 .050
-0 .025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0 .075
-0 .050
-0 .025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0 .075
-0 .050
-0 .025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20-0 .075
-0 .050
-0 .025
0.000
0.025
0.050
0.075
0.100
0 5 10 15 20- 0 . 0 3
- 0 . 0 2
- 0 . 0 1
0 .00
0.01
0.02
0.03
0.04
0 5 10 15 20- 0 . 0 3
- 0 . 0 2
- 0 . 0 1
0 .00
0.01
0.02
0.03
0.04
0 5 10 15 20- 0 . 0 3
- 0 . 0 2
- 0 . 0 1
0 .00
0.01
0.02
0.03
0.04
0 5 10 15 20- 0 . 0 3
- 0 . 0 2
- 0 . 0 1
0 .00
0.01
0.02
0.03
0.04
0 5 10 15 20- 0 . 0 3
- 0 . 0 2
- 0 . 0 1
0 .00
0.01
0.02
0.03
0.04
0 5 10 15 20- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20- 1 . 5
- 1 . 0
- 0 . 5
0 . 0
0 . 5
1 . 0
1 . 5
0 5 10 15 20-0 .015
-0 .010
-0 .005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0 .015
-0 .010
-0 .005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0 .015
-0 .010
-0 .005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0 .015
-0 .010
-0 .005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0 .015
-0 .010
-0 .005
0.000
0.005
0.010
0.015
0.020
0 5 10 15 20-0 .036
-0 .024
-0 .012
-0 .000
0.012
0.024
0.036
0.048
0 5 10 15 20-0 .036
-0 .024
-0 .012
-0 .000
0.012
0.024
0.036
0.048
0 5 10 15 20-0 .036
-0 .024
-0 .012
-0 .000
0.012
0.024
0.036
0.048
0 5 10 15 20-0 .036
-0 .024
-0 .012
-0 .000
0.012
0.024
0.036
0.048
0 5 10 15 20-0 .036
-0 .024
-0 .012
-0 .000
0.012
0.024
0.036
0.048
26
Graphique 7 : Transmission internationale des chocs de politique économique des Etats- Unis
(Décomposition structurelle
Réponse de
Ch
oc
sur
OGUS
OGZE
IN
GY
S
OGUS
OGUS
OGZE
OGZE
IN
IN
GY
GY
S
S
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