Memoire Online - Transmission de la politique monétaire dans l'UEMOA: une étude empirique par le canal du taux d'intérêt

Plusieurs travaux réalisés sur la problématique des canaux de transmission de la politique monétaire ont été empiriquement vérifiés à l'aide d'une modélisation VAR. dans ce paragraphe, nous allons exposer quelques uns d'entre eux.

9 Il s'agit de modèles macroéconométriques traditionnels estimés pour les pays industrialisés qui sont sujets à un certains nombres de critiques : approche dénuée de bases théoriques consistantes rendant difficile l'interprétation économique des résultats, limitations au plan statistique etc. Voir, Guiso et al. (2000).

La modélisation VAR a été utilisée par Héricourt et Matei (2006) dans leur article sur »Transmission de la politique monétaire dans les pays d'Europe Centrale et Orientale : que savon-nous vraiment ? `'.

Les modèles VAR qu'ils ont estimés concernent chacun des huit PECO¹⁰ ayant adhéré à l'UE en mai 2004 et s'inspirent de celui proposé par Peersman et Smets (2003) pour la zone euro, par la suite repris par Mojon et Peersman (2003) pour chacun des pays membres de la zone, et adaptés par Creel et Levasseur (2005) pour la Hongrie, la Pologne et la République Tchèque. Ils prennent donc la forme générale suivante :

avec Yt le vecteur des variables endogènes, Xt celui des variables exogènes, et ut le vecteur des erreurs, normalement distribuées.

Yt consiste en des séries mensuelles, de production industrielle (yt), de prix à la
consommation (pt), de taux d'intérêt (rt), de taux de change (et), d'agrégat monétaire (mt) ou
de crédit domestique (cdt), sur une période s'étalant de janvier 1995 à septembre 2004. Les
deux dernières variables sont incluses alternativement dans l'ensemble des variables
endogènes du fait du rôle joué par les ciblages quantitatifs dans la mise en place des stratégies
de politique monétaire de beaucoup de ces pays jusqu'à la fin des années 1990. Leur
introduction a permis de distinguer les chocs d'offre de monnaie de ceux de demande de
monnaie (ceci grâce à mt, l'agrégat monétaire M2), et de rendre explicite le canal du crédit
dans la transmission de la politique monétaire (à l'aide de cdt, l'agrégat de crédit domestique).
Le degré d'intégration des séries a été étudié au moyen des tests conventionnels de
Dickey-Fuller « augmenté » (1979) et de Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (1992). A
quelques rares exceptions, ils viennent souligner de manière peu surprenante la non-
stationnarité en niveau des variables explicatives. En outre, un grand nombre de séries
(d'agrégat monétaire et de crédit domestique, mais également de prix à la consommation et
dans certains cas, de production industrielle) présentent également une racine unitaire ou sont
faiblement stationnaires même en différences logarithmiques annualisées, ce qui souligne la
présence de processus intégrés d'ordre 2. Les séries de taux d'intérêt, enfin, sont pour la
plupart intégrées d'ordre 1 ou (très) faiblement stationnaires. La solution la plus couramment
retenue dans les recherches voisines (Creel et Levasseur, 2005) consiste à mettre en avant
l'existence de relations de cointégration à l'aide de tests de Johansen (1996), permettant alors

10 Il s'agit de : République Tchèque, Estonie, Hongrie, Lettonie, Lituanie, Pologne, Slovaquie, Slovénie

de mener des régressions en niveau valides. Ces tests standards révèlent systématiquement la présence d'au moins une relation de cointégration au seuil de 5 %. Néanmoins, un calcul récursif de la statistique de Johansen (Sephton et Larsen, 1991) et la correction du biais de petit échantillon (Barkoulas et Baum, 1997) réfutent ces conclusions, rejetant l'existence d'une relation de cointégration statistiquement robuste pour sept pays parmi les huit étudiés.

Par conséquent, ils choisissent d'effectuer les estimations sur un ensemble de variables stationnaires, et décident pour ce faire de retrancher à chaque variable en différence annualisée leurs tendances, calculées à l'aide d'un filtre de Hodrick-Prescott. La même procédure est appliquée aux taux d'intérêt en niveau. Ils ont pu alors procéder à des estimations fiables à partir de variables I(0), sans craindre des régressions fallacieuses.

Enfin, s'agissant des chocs, l'arbitrage s'effectue entre une identification récursive à la Cholesky et une factorisation structurelle davantage fondée au plan théorique, à l'image de celle employée par Kim et Roubini (2000). Cependant, ces derniers étudient les pays du G7 hors Etats-Unis sur une période allant de mi-1974 à fin-1992. Il leur à semblé alors très discutable d'utiliser leur modélisation, conçue pour des pays très développés et stables au plan macroéconomique, dans un contexte caractérisé par une période sensiblement plus courte, et des pays encore en phase de transition vers l'économie de marché et un environnement macroéconomique stabilisé. En d'autres termes, les hypothèses sous-jacentes semblent peu pertinentes dans le cadre des PECO. Ils ont préféré donc s'appuyer sur la décomposition usuelle de Cholesky, l'ordre suivant étant retenu pour les variables endogènes :

Proposé par Gunduz (2003) et repris par Creel et Levasseur (2005), cet ordre reflète des hypothèses traditionnelles s'agissant de l'impact de court terme des chocs monétaires sur la sphère réelle. En quelques mots, les chocs de taux d'intérêt, taux de change et de demande de monnaie n'atteignent pas immédiatement la sphère réelle, en raison de l'ajustement lent de la production yt et des prix pt.

Ils ont également déterminé le nombre adéquat de retards pour les variables endogènes.
La démarche courante dans la littérature consiste à utiliser les recommandations de critères
d'information, parfois d'un seul d'entre eux (Creel et Levasseur, 2005 ou Elbourne et de
Haan, 2006, ont recours au seul critère de Schwarz). Dans leur cas, les critères de Schwarz,
d'Hannan-Quinn et, de façon un peu moins catégorique, d'Akaike, suggéraient un retard de 1.
Economiquement, cela revient à supposer que l'économie revient presque
immédiatement à l'équilibre, ce qui peut sembler peu vraisemblable. Ils ont préféré donc

retenir un nombre de retards un peu plus élevés, permettant de faciliter l'obtention de la nonautocorrélation et de la normalité jointe des résidus pour chaque modèle VAR estimé. En accord avec le test du ratio de vraisemblance, qui recommandait toujours un retard supérieur à 1, ce nombre s'avère être systématiquement de deux ou trois, comme dans l'étude de Mojon et Peersman (2003) concernant les pays membres de la zone euro. Concernant le vecteur X_t,

ils ont repris à leur compte l'hypothèse de transmission immédiate des chocs exogènes à l'économie. Les variables exogènes entrent donc de façon contemporaine dans le modèle, c'est-à-dire sans retard.

Ils ont finalement pratiqué des tests conventionnels de rupture structurelle (test de Chow et test récursif sur les résidus), qui ont révélé certains problèmes de stabilité des estimations au seuil de 5%, concernant dans leur très grande majorité la période d'ensemble. Ils ont alors inclus avec parcimonie les variables muettes nécessaires au traitement de ces problèmes. Plusieurs résultats importants se dégagent de leur analyse.

En premier lieu, les problèmes de price puzzle¹¹ présents sur la période d'ensemble disparaissent lorsque les estimations sont effectuées sur des sous-périodes caractérisées par des régimes monétaires plus averses à l'inflation, comme c'est le cas pour la Pologne, la République Tchèque et la Slovaquie. Au contraire, il persiste et s'accompagne d'un exchange rate puzzle¹² pour la Hongrie. Ils montrent alors à l'instar de Castelnuovo et Surico (2006) que les price puzzles pourraient être avant tout liés à des régimes de politique monétaire « faibles». En second lieu, l'examen des réactions du produit et des prix aux chocs révèle un certain nombre de caractéristiques communes avec les pays membres de l'actuelle zone euro et plus généralement, les grands pays industrialisés. Ainsi, les réactions faibles, tant quantitativement que qualitativement, enregistrées face à un choc sur l'agrégat monétaire rapprochent leurs résultats de ceux obtenus par Sims (1992) sur les pays du G5. Ils étayent alors sur le cas des PECO la conclusion de ce dernier, qui souligne que les chocs sur M2 ne donnent lieu qu'à des réponses modestes et peut significatives, et ne sont donc pas vraiment interprétables dans un cadre ISLM/monétariste. Les réactions du taux d'intérêt à un choc de liquidité sont également de faible ampleur, mais sont en très grande majorité négatives, militant donc plutôt en faveur d'un (très) léger effet de liquidité. En outre, le produit répond pour la quasi-totalité des pays de la façon attendue à un choc positif sur le taux d'intérêt, c'est-à-dire par une décroissance temporaire, dans des proportions et avec des délais

11 Lorsque les chocs de politique monétaire sont identifiés comme des innovations dans les taux d'intérêt, ces innovations ou chocs positifs de taux d'intérêt conduisent plutôt à une augmentation des prix qu'à une diminution de ceux-ci (Sims, 1992)

12 Lorsqu'un choc positif sur le taux d'intérêt est associé plutôt à une dépréciation du taux de change (Grilli et Roubini, 1995 ou Sims, 1992) qu'à une appréciation de celui-ci (Eichenbaum et Evans, 1995).

comparables à ceux des pays de la zone euro. Il reste le cas des prix, dont les estimations des auteurs soulignent l'absence de réaction véritable à la contraction monétaire, à une ou deux exceptions. Il semble que cette dernière ne devrait pas être sur-interprétée comme une défaillance des mécanismes de transmission de la politique monétaire dans ces pays. Un certain nombre de raisons (rigidités nominales, impact sur l'offre de la politique monétaire...) peuvent être invoquées dans ce sens.

En l'état, les résultats constituent un faisceau de présomptions en faveur d'une certaine homogénéisation des mécanismes de transmission de la politique monétaire avec les standards des pays industrialisés.

Dans `'Transmission de la politique monétaire et régime de changes : une comparaison France-Allemagne-Etats-Unis», Catherine Bruno¹³ ( http://www.persee.fr), a analysé l'impact d'un choc monétaire sur le produit, le taux d'intérêt, les prix et les encaisses réelles en France, en Allemagne et aux Etats-Unis. Elle a utilisé un modèle structurel autorégressif qui comporte quatre variables : le produit (yt), le taux d'intérêt (it), la masse monétaire (m) et les encaisses réelles (e_r). Elle a estimé la représentation VAR structurelle suivante :

La matrice B(0) est égale à la matrice identité I et å est le vecteur des innovations.

13 Catherine Bruno, Transmission de la politique monétaire et régime de changes : une comparaison France-Allemagne-EtatsUnis. In : Revue de l'OFCE N°61, 1997. pp. 139-164.

Elle suppose que les innovations sont des combinaisons linéaires des chocs structurels affectant le système. Ceci revient à supposer qu'il existe une matrice S de plein rang de dimension (4,4) telle que :

Comme ? est une matrice symétrique de dimension (4,4), 10 éléments de la matrice S peuvent être identifiés à partir de l'équation précédente. Il est donc nécessaire d'introduire 6 contraintes supplémentaires pour que le modèle structurel soit juste identifié.

Au terme de cette étude, elle a abouti à la conclusion selon laquelle la politique monétaire en France et en Allemagne est plus efficace en changes flexibles qu'en changes fixes, ce qui est conforme aux prédictions stylisées du modèle de Mundell-Fleming. Par contre aux Etats-Unis, la politique monétaire est plus efficace en changes fixes qu'en changes flexibles.

Par contre, le profile de réponse du produit, des prix des encaisses réelles et du taux d'intérêt à un choc monétaire ne diffère pas sensiblement d'un régime de changes à l'autre en France, en Allemagne et aux Etats-Unis sur la période 1960-1994. Dans tous les pays, quel que soit le régime de changes, le taux d'intérêt nominal baisse suite à un choc monétaire expansionniste alors que les prix augmentent. Cependant, comme la hausse des prix est en valeur absolue inférieure à la baisse du taux d'intérêt nominal, le taux d'intérêt réel baisse en France en Allemagne et aux Etats-Unis.

De même, les encaisses réelles constituent un canal de transmission de la politique monétaire en Allemagne, aux Etats-Unis et en France ; car suite à un choc monétaire, les prix

augmentent relativement moins que l'agrégat monétaire en Allemagne et aux Etats-Unis. La lenteur d'ajustement des prix est en partie due à l'existence de rigidités nominales liées notamment à des coûts d'ajustement sur les prix. Par conséquent, les encaisses réelles augmentent entraînant un surcroît d'activité. Ce résultat confirme les travaux de recherche théoriques menés sur les fondements microéconomiques des modèles macroéconomiques d'inspiration keynésienne qui privilégient les mouvements des encaisses réelles comme canal de transmission de la politique monétaire (Blanchard, 1990).

Ainsi, les mécanismes de transmission du choc monétaire à l'activité réelle sont semblables en Allemagne, aux Etats-Unis et en France depuis l'instauration d'un régime de changes flexibles en 1973. Par contre, les impulsions monétaires dans ces trois pays ne comportent pas d'éléments communs quel que soit le régime de changes en vigueur.

Diagne et Doucouré (CRES) dans leur article sur `' Les canaux de transmission de la politique monétaire dans les pays de l'UEMOA» ont mis en évidence les disparités en terme d'effets de politiques monétaire au moyen d'un modèle VAR. Dans ce modèle, la variable instrument de la politique monétaire est le taux d'intérêt du marché monétaire de la BCEAO ; les variables-clés de la transmission monétaire sont l'agrégat monétaire, le crédit et le taux de change réel ; et les variables objectifs sont le PIB, l'investissement privé et le niveau général des prix.

Les variables retenues sont introduites dans l'ordre suivant : taux d'intérêt du marché monétaire, crédit à l'économie, masse monétaire (M2), taux d'inflation, taux de change réel, investissement privé et PIB réel. La période d'étude va de 1975 : 3 à 1996 : 4. Les estimations sont faites sur la base de données trimestrielles, ce qui permet d'avoir des séries couvrant une période significative du point de vue de l'analyse. Toutes les séries sont disponibles en valeurs trimestrielles, à l'exception du PIB réel et de l'investissement privé pour lesquels ils ont recouru à la technique de la « trimestrialisation », proposée par Goldstein et Khan (1976). Elle présente l'avantage d'avoir une marge d'erreur faible. Celle-ci est, selon les auteurs, inférieure à 2 %.

Les variations du taux d'intérêt directeur de la BCEAO, qui représente la variable instrument, ont deux sources des impulsions exogènes déclenchées par les autorités monétaires elle-même et des dynamiques endogènes à l'économie. C'est pourquoi ces auteurs ont recours à la modélisation VAR pour faire une distinction entre ces deux types de variation et la construction des chocs de politique monétaire.

Soit Yt le vecteur constitué des sept variables endogènes (k=7) représentant l'économie. Le modèle structurel d'une économie de l'UEMOA est spécifié comme suit :

Dans (1), les matrices Bj (j = 0, ..., p) sont de dimensions (k, k), les vecteurs Yt, et Et de dimensions (k, 1) et représentent respectivement les variables endogènes, un vecteur de constante et le vecteur des chocs structurels. Le système (1), communément appelé forme structurelle de la représentation VAR, est noté SVAR (Structural Vector Auto Regressive). Dans ce système, les variables Yt sont stationnaires, les perturbations Et des bruits blancs homoscédastiques, non corrélés et de loi N (0,Ik). Le modèle (1) peut se simplifier dans son écriture en utilisant un opérateur retard L défini par : LY_t = Yt- 1 ou plus généralement,

Pour obtenir un modèle VAR réduit, on multiplie de part et d'autre dans (1) par B0^-1. Le modèle réduit s'écrit sous la forme matricielle suivante :

ou (3') ?

? =

Y t

Ai?Yt -i +u

Supposons que le modèle VAR structurel est identifiable, c'est-à-dire que la matrice B0 de l'équation (1) est inversible. L'estimation des paramètres se fait alors sur le modèle réduit (3).

Chacune des équations du modèle (3) est estimée par la méthode des moindres carrés ordinaires, indépendamment les unes des autres.

Ils se sont intéressés au problème du nombre de retards optimal dans l'estimation du modèle VAR. Dans la pratique, les critères d'Akaike (1979) et de Schwartz (1978) sont utilisés pour déterminer le nombre de retards p du modèle. Le retard p qui minimise ces critères est alors choisi. Il existe une troisième représentation du modèle structurel. Celle-ci consiste à écrire le SVAR sous forme de moyenne mobile infinie. On obtient alors les fonctions « impulsions-réponses ». Considérons le modèle structurel (1) :

alors la représentation moyenne mobile (VMA) est directement obtenue en inversant le modèle SVAR tel que :

8 8 p

( ) = ( ) -1 = i

ø L B L ? ø_iL et ? ?

ã ø L u

= ( ) = ø i u = [

B i u
] ^-1

Dans l'écriture ci-dessus, on suppose que le polynôme B(L) est inversible. Le système (8) est appelé représentation VMA du processus VAR. Sous cette forme, la matrice ø apparaît comme un "multiplicateur d'impact", c'est-à-dire que c'est au travers de cette matrice qu'un choc se répercute tout au long du processus Yt. Une variation à un instant t de åt affecte toutes les valeurs possibles de Yt, l'effet d'un choc (ou d'une innovation) est donc permanent et va en s'affaiblissant. Dans la pratique, l'analyse d'un choc consiste donc à mesurer l'impact d'une innovation sur les variables d'intérêt. Ainsi, le système (8) représente les fonctions de réponses à une impulsion aux chocs structurels.

Il convient de rappeler que ces auteurs ont utilisé un VAR réduit pour estimer les paramètres et éviter d'étudier les conditions d'identification qui sont très lourdes à établir (Sims, 1980). Ils ont surtout insisté sur l'ordre des variables qui n'est pas indifférent pour les simulations des chocs, étant donné que les interactions instantanées suivent un système récursif dans un modèle VAR. L'ordre retenu pour chacun des pays de l'Union est le suivant : le taux d'intérêt réel du marché monétaire, les crédits à l'économie, la masse monétaire M2, le taux de change réel, l'indice des prix, l'investissement privé et le PIB. L'hypothèse sousjacente à cet ordre est que la BCEAO fixe le taux d'intérêt en tenant compte de l'évolution simultanée de toutes les autres variables. Ceci n'est pas exact s'agissant du taux de change réel, les autorités monétaires, jusqu'à une date récente tout au moins, n'accordaient pas une

importance à une telle variable. La fonction de réaction du taux d'intérêt prend en compte toutes les variables contemporaines. Etant donné que les données utilisées sont trimestrielles, ce procédé est normal. Le taux d'intérêt n'a pas, en revanche, un effet instantané sur les autres variables. Des résultats auxquels ils aboutissent, on peut sortir deux conclusions :

La première porte sur les chocs qui sont différents selon les pays quant à leur amplitude initiale et à leur inertie. Les variables-clés de la transmission monétaire (agrégats monétaires et crédit, taux de change réel) et les variables objectifs (PIB, investissement privé et niveau des prix) sont affectées de façon significative à la suite d'un choc sur le taux d'intérêt réel dans tous les pays de l'Union. De même, un choc sur la masse monétaire ou sur le crédit a un impact effectif sur le taux de change réel et les variables objectifs d'un pays à un autre. En somme, le canal de monnaie et le canal du crédit bancaire coexistent. Mais ce dernier a des effets plus importants sur les variables cibles que le canal de monnaie.

D'après la seconde conclusion, la simulation d'innovations monétaires montre que la politique monétaire provoque des effets différenciés d'un pays à un autre, quel que soit l'instrument utilisé. Même si l'évolution des variables économiques est semblable dans la plupart des pays, l'ampleur des impacts diffère.

Cornel OROS¹⁴ dans son papier sur `' Mécanismes de transmission de la politique monétaire en Roumanie» a aussi utilisé une modélisation de type VAR pour rendre compte de l'importance des trois canaux de transmission que sont le taux d'intérêt, le taux de change et le crédit domestique dans l'économie roumaine.

où Yt représente le vecteur des variables endogènes, Xt celui des variables exogènes etå_t_?le vecteur des erreurs normalement distribuées.

Le vecteur des variables endogènes (Yt) est constitué de l'indice de production industrielle (yt), de l'indice des prix à la consommation (pt), du taux d'intérêt nominal du marché monétaire (it), du taux de change nominal (et) et du crédit domestique (cdt). L'ordre de ces variables est le suivant :

14 Université de Poitiers, Laboratoire CRIEF/MOFIB - Faculté de Sciences Economiques de Poitiers. 93 avenue du Recteur Pineau - 86022 Poitiers Cedex

Le vecteur des variables exogènes (Xt) est composé des indices de production industrielle (yt ^UE) et des prix à la consommation (pt ^UE) pour l'Union Européenne à 25 et du taux d'intérêt nominal du marché monétaire pour la zone euro (it euro).

Les chocs structurels seront identifiés en utilisant la méthode de Cholesky¹⁵. L'ordre des variables endogènes qui conditionne les mécanismes d'identification des chocs est celui décrit par l'équation (2) et correspond à celui utilisé par Gunduz (2003) et Creel et Levasseur (2006). En faisant la distinction entre les variables réelles (production industrielle et prix) et monétaires (taux d'intérêt, taux de change et crédit domestique), la structure du vecteur endogène signifie implicitement que la sphère réelle n'est influencée qu'avec retard par les chocs sur les variables monétaires, tandis que celles-ci répondent simultanément aux chocs sur la production et les prix.

L'estimation a été réalisée à partir des données mensuelles portant sur des périodes correspondant à des régimes monétaires stables. La première estimation commence en 1998 qui représente la première année de fonctionnement du régime de flottement contrôlé adopté en 19975, tandis que la deuxième estimation est entamée avec l'année 2000. Les deux estimations vont jusqu'à l'année 2007.

Les données ont été désaisonnalisées et exprimées en logarithme (sauf le taux d'intérêt). L'ordre d'intégration des séries a été étudié par l'intermédiaire du test ADF ce qui a permis de constater que les variables sont intégrées d'ordre 1. Les tests de cointégration de Johansen indiquent l'existence de plusieurs relations de cointégration entre les variables endogènes. Par conséquent, à l'instar de Sims et all (1990) ou Coudert et Mojon (1997), il a choisi de mener les estimations sur les variables en niveau.

Afin d'établir le nombre optimal de retards il a eu recours principalement aux critères d'information d'Akaike et de Schwartz. En cas d'indications divergentes, ces critères ont été épaulés par le test de ratio de vraisemblance. Ces tests lui ont permis de retenir un nombre de retards égal à 2. Les résultats auxquels il a aboutit sont les suivants :

Sur la période d'ensemble, 1998-2007, les résultats se distinguent par l'existence des puzzles de production industrielle, de prix et de taux de change. Ils révèlent les incohérences dans le fonctionnement du taux d'intérêt en tant que mécanisme de transmission de la

15 Une alternative à cette méthode serait l'application d'une technique structurelle suggérée par Bernanke (1986) et appliquée entre autres par Sims et Zha (1998), Kim et Roubini (2000), Persman et Smets (2003). En permettant l'existence d'interactions simultanées entre les variables monétaires, cette technique suppose que la réaction immédiate du taux d'intérêt concerne les chocs de taux de change et de crédit domestique et non pas les chocs réels (chocs de production et de prix). L'utilisation de cette méthode ne change pas qualitativement les résultats par rapport à la technique de Cholesky.

politique monétaire dans un environnement économique et financier particulièrement instable structurellement.

En revanche, ces phénomènes contraires aux attentes théoriques disparaissent lors des estimations sur la période 2000-2007 qui se caractérise par une stabilité structurelle nettement améliorée traduisant les avancées considérables réalisées par la Roumanie dans le processus de réforme. Par conséquent, le taux d'intérêt devient fiable en tant que mécanisme de transmission de la politique monétaire. De plus, l'importance relative du taux d'intérêt à la fois comme vecteur de transmission de la politique monétaire et comme amortisseur des chocs réels s'est renforcée dans la période 2000-2007 tandis que, durant cette période, l'influence exercée par le taux de change et le crédit domestique sur les variables réelles est amoindrie par rapport à la période d'ensemble.

Il a pu donc conclure que, parallèlement à l'assainissement de l'environnement macroéconomique et financier, les mécanismes de transmission de la politique monétaire roumaine se rapprochent de ceux existant dans les pays de la zone euro.

Transmission de la politique monétaire dans l'UEMOA: une étude empirique par le canal du taux d'intérêt

3-2 : Résultats empiriques des modèles VAR