Asymétries financières en Europe et transmission de … · 1.2. L ES CANAUX DE TRANSMISSION ......

of 34/34
No 1995 – 07 Septembre Asymétries financières en Europe et transmission de la politique monétaire _____________ Virginie Coudert Benoît Mojon
  • date post

    13-Sep-2018
  • Category

    Documents

  • view

    212
  • download

    0

Embed Size (px)

Transcript of Asymétries financières en Europe et transmission de … · 1.2. L ES CANAUX DE TRANSMISSION ......

  • No 1995 07Septembre

    Asymtries financires en Europeet transmission de la politique montaire

    _____________

    Virginie CoudertBenot Mojon

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    2

    SOMMAIRE

    RESUME ........................................................................................................................ 3

    SUMMARY.................................................................................................................... 4

    INTRODUCTION ................................................................................................................. 5

    1. LES SOURCES DE DIFFERENCE DANS LA TRANSMISSION MONETAIRE.. 6

    1.1. LA REPERCUSSION DU TAUX DIRECTEUR SUR L'ENSEMBLE DES TAUX D'INTERET .............. 6Vitesse d'ajustement des taux de crdit bancaire .......................................................... 7Les pratiques d'indexation en matire de crdit............................................................ 8

    1.2. LES CANAUX DE TRANSMISSION ..................................................................................10Les effets substitution et le canal du crdit ..................................................................10Effets revenus et effets richesse ...................................................................................11

    2. L'EFFET D'UN RELEVEMENT DU TAUX DU MARCHE MONETAIRE DANSQUATRE PAYS EUROPEENS....................................................................................12

    2.1. PREALABLES METHODOLOGIQUES...............................................................................12Ordre dintgration et cointgration ...........................................................................14Tests dexognit .......................................................................................................15La reprsentation du choc ...........................................................................................16

    2.2. FONCTIONS DE REPONSES A UNE IMPULSION ET DECOMPOSITION DE VARIANCE..............17Rponses une hausse du taux dintrt sur le march montaire ...............................17Les rponses un choc sur le taux dintrt long terme.............................................21Les fonctions de raction.............................................................................................22

    3. PEUT-ON PARLER DE CONVERGENCE ?..........................................................22

    CONCLUSION..............................................................................................................24

    GRAPHIQUES..............................................................................................................25

    ANNEXE 1: TESTS DE RACINES UNITAIRES ........................................................25

    ANNEXE 2 : TESTS DE JOHANSEN POUR 4 ET 6 RETARDS...............................29

    REFERENCES..............................................................................................................30

    LISTE DES DOCUMENTS DE TRAVAIL DU CEPII ...............................................32

  • RESUME

    Dans la perspective dune politique montaire unique en Europe, il est essentiel desavoir si une mme politique montaire a un impact similaire sur les conomiesnationales. Malgr lutilisation gnrale du taux dintrt comme instrument par lesbanques centrales, les canaux de transmission de la politique montaire la sphre rellesont multiples. En plus du canal de type ISLM qui transite par la monnaie ou le tauxdintrt et le canal du taux de change dont limpact sur les prix et le commerce extrieursont bien connus, un canal de transmission par le crdit a t rcemment mis en avant parune littrature abondante. La dpendance au crdit bancaire de certaines catgoriesdagents, les mnages et les PME, introduit un canal de transmission si les banquesmodifient leur offre de crdit selon la tension de la politique montaire.

    Limportance relative de ces diffrents canaux, dont les effets peuvent trecontradictoires, conditionne lefficacit de la politique montaire. Or, tout porte croireque ces canaux de transmission peuvent diffrer dun pays lautre, voire dune priode lautre pour un mme pays, parce que lorganisation institutionnelle des systmesfinanciers est diffrente et quelle volue dans le temps.

    Nous commenons par une description des caractristiques institutionnellesdterminant les canaux de transmission de la politique montaire (vitesse dajustement destaux bancaires, pratiques dindexation en matire de crdit, ...) dans quatre grands payseuropens : Allemagne, France, Italie et Royaume-Uni.

    Nous procdons ensuite des simulations de choc de politique montaire partir demodles VAR dans ces mmes pays. Le modle comporte sept variables : le taux dintrtmani par la banque centrale, les objectifs finaux : prix et PIB, ainsi que quatre variablesde transmission, taux de change, taux dintrt long, masse montaire et crdit agrg. Lesestimations portent sur la priode 1976-1993 et sur des sous-priodes de 12 ans.

    Les simulations de choc de politique montaire montrent quune variation de tauxdintrt a des effets trs diffrencis dun pays lautre. Leffet rcessif est net en France,en Italie et au Royaume-Uni. Il est peu significatif en Allemagne. Lanalyse desdcompositions de variance montre galement que les canaux de transmission sont euxaussi diffrents puisque les variables intermdiaires, taux long, masse montaire, crdit ettaux de change sont elles aussi affectes diffremment. La dcomposition en sous-priodespermet dobserver une certaine convergence des canaux de transmission en Italie et enFrance. Le taux dintrt explique une part plus importante de la variance de lensembledes autres variables sur la priode rcente, son effet rcessif est renforc. En Allemagne etau Royaume-Uni, le changement de priode ne fait pas apparatre dvolution marque nide rapprochement entre le fonctionnement des conomies.

  • SUMMARY

    With the possibility of a single monetary policy in Europe looming, it is essential to knowwhether a common monetary policy would have a similar impact on Europes domesticeconomies. Although the use of interest rates is common among domestic central banks,there are different transmission channels of monetary policy. Apart from the ISLM typechannel which works through money or interest rates, and the exchange rate channel, ofwhich the impact on prices and foreign trade are well known, a credit channel has beenrecently put forward in the literature. The dependency of households and small companieson bank credit may lead to a credit channel if banks reallocate credit according the stanceof monetary policy.

    The relative weight of each channel, which may have opposing impacts, influences theefficiency of monetary policy. Moreover, as financial systems are different and changing,there is no reason for the channels to be the same across countries or even over time in onecountry.

    We begin the paper by focusing on the characteristics of financial systems whichdetermine the transmission channel of monetary policy (the speed of transmission of themoney market interest rate toward other interest rates, and indexation habits in the creditmarket and so on...) in the big 4 European economies: France, Germany, Italy and theUnited-Kingdom.

    We then simulate monetary policy shocks with VAR models in the same four economies.The VAR model contains 7 variables: the money market interest rate fixed by the centralbank, the 2 final objectives, i.e. prices and GDP, and four transmission variables, i.e.the exchange rate, the long term interest rate, money and aggregate credit. Theestimations are carried out for period from 1976 until 1993 and sub-periods over 12 years.

    The simulations of a tightening monetary policy shows varying impacts across countries.The impact on output and prices is clearly recessive in France, Italy and the United-Kingdom. But it is not significant in Germany. Variance decomposition also shows thatthe transmission must be different since the transmission variables react differently acrosscountries to money market rate shocks. The sub-periods estimation shows someconvergence between France and Italy. The money market rate explains a greater share ofthe variance of other variables during the last 12 years and its recessive impact hasincreased. In Germany and the United-Kingdom, there is no big difference between thetwo sub periods and convergence is not observed.

  • Asymtries financires en Europe et transmission de lapolitique montaire

    Virginie Coudert et Benot Mojon1

    The graphs are not available on this file. To receive a copy of them, mail [email protected]

    Introduction

    Dans la plupart des pays, le contrle des taux dintrt est maintenant au centre dela politique montaire. Pourtant malgr lunicit de linstrument, les interactions avec lasphre relle sont nombreuses et complexes et il ny a pas unicit des canaux detransmission. Plusieurs canaux sont gnralement identifis. Un canal de type ISLMtransite par la quantit de monnaie ou le taux d'intrt. Il concerne aussi bien l'effet directdu maniement du taux d'intrt sur la demande finale -effet revenu et effet substitution-que l'effet des variations de la quantit de monnaie sur le comportement des agents. Uncanal par le crdit a suscit rcemment une littrature abondante ; son effet serait tributairedu comportement d'offre de crdit des banques (Bernanke et Blinder, 1992). Un canal parle taux de change existe aussi, puisqu'une variation du taux d'intrt modifie la parit de lamonnaie nationale, ce qui produit un effet indirect sur la demande finale et l'inflation.

    Limportance relative de ces diffrents canaux, dont les effets peuvent trecontradictoires, conditionne lefficacit de la politique montaire. Or, tout porte croireque ces canaux de transmission peuvent tre diffrents d'un pays l'autre, voire dunepriode lautre pour un mme pays. Les raisons en sont simples : les systmes financierssont diffrents du point de vue de leur structure et de leur rglementation, les circuits definancement plus ou moins dsintermdis et intgrs, les pratiques d'indexation plus oumoins rpandues, les degrs d'ouverture divers, lintensit de la concurrence bancairevariable selon les pays, etc. Du fait de cette diversit des structures financires, une mmepolitique montaire peut produire des effets macro-conomiques diffrents d'un pays l'autre. Ainsi une mme variation des taux d'intrt peut avoir un impact plus ou moinsfort sur la demande selon les pays.

    Cette question revt une importance particulire dans la perspective de la phase IIIde l'UEM. En effet, si une politique montaire commune est mise en oeuvre, les effetsattendus d'une mme variation du taux d'intrt doivent pouvoir tre peu prs similairesd'un pays l'autre. Sinon des distorsions non souhaites peuvent en rsulter.

    1 Centre d'Etudes Prospectives et d'Informations Internationales, 9 rue George Pitard, 75015 Paris.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    6

    Cest pourquoi de nombreuses tudes, menes surtout dans les banques centrales despays europens et la B.R.I., se sont rcemment penches sur cette question. LtudeB.R.I. (1993) avait fourni des premiers rsultats intressants, notamment sur les pratiquesdindexation des taux dintrt prvalant dans les diffrents pays. Au F.M.I., Cotarelli etKourelis (1994) ont apport une contribution en calculant les rpercussions des taux dumarch montaire sur les autres taux. Les tudes de Borio (1995), de Tsatsanoris (1995)ont permis ensuite daffiner la question des canaux de transmission de la politiquemontaire, de mme que lensemble des travaux regroups par la B.R.I. (1995).

    Dans ce texte, nous dcrivons dabord brivement les principaux canaux detransmission et leurs effets possibles dans les quatre grands pays europens l'Allemagne, laFrance, le Royaume-Uni et l'Italie, en nous basant sur les principaux rsultats de lalittrature conomique rcente sur la question. Nous apportons ensuite une contributionempirique au dbat en calculant les rponses de lconomie un choc de taux d'intrtdans ces quatre grands pays europens au moyen d'un modle VAR, incluant instrument,objectifs de la politique montaire et variables de transmission. La dernire partie estconsacre analyser leffet dune dcomposition de priode sur les rsultats, ce qui permetde poser la question de la convergence des pays europens quant leur rponse lapolitique montaire.

    1. LES SOURCES DE DIFFERENCE DANS LA TRANSMISSION MONETAIRE

    La transmission de la politique montaire passe par plusieurs canaux, dont lescircuits peuvent tre diffrents d'un pays l'autre. Mais en premier lieu, l'intensit de latransmission est lie la vitesse et l'ampleur avec lesquelles le taux directeur de labanque centrale se rpercute sur les taux qui sont appliqus aux agents non financiers. Unepremire source de divergence rside donc dans la faon dont ragissent les diffrents tauxd'intrt une impulsion de la politique montaire. Une fois cette raction observe,dautres sources de divergence peuvent intervenir dans les rpercussions des diffrentstaux dintrt eux-mmes, sur le revenu, la richesse et la demande des agents. Nousrassemblons ici les principaux rsultats de la littrature rcente sur ces points, pour ce quiconcerne les quatre grands pays europens.

    1.1. La rpercussion du taux directeur sur l'ensemble des taux d'intrt

    Lintgration plus grande des marchs financiers, leur dcloisonnement, la crationde nouveaux produits de finance directe ont partout renforc la liaison entre les tauxdintrt. La libralisation financire des annes quatre-vingt en France et en Italie acertainement contribu accrotre cette transmission en crant davantage de produits definance directs, taux lis au taux du march montaire (billets de trsorerie, certificats dedpts, etc.) et en limitant les produits taux rigides et rglements. En Angleterre, lesystme financier tait dj libralis et en Allemagne la drglementation des tauxd'intrt bancaires tait acquise de longue date.

    En consquence de cette libralisation financire, laction de la banque centrale surle taux du march montaire se trouve plus directement rpercut aux conditionsappliques aux agents non financiers. Cependant lensemble des taux dintrt ne varie

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    7

    jamais paralllement. Il persiste des carts, dailleurs irrductibles, entre les taux dintrtsur les diffrents marchs dus notamment limparfaite substituabilit des actifs sous-jacents. Deux points sont donc importants observer : dabord comment les intermdiairesfinanciers modifient leurs taux d'intrt la suite d'un changement de politique montaire,ensuite sur quels taux dintrt sont assis les actifs et passifs des agents.

    Vitesse d'ajustement des taux de crdit bancaire

    Cotarelli et Kourelis (1994) ont montr que la rigidit des taux de crdit bancairediffre d'un pays l'autre. En estimant la rponse du taux du crdit bancaire uneaugmentation de 1 point du taux du march montaire, ils obtiennent dans la plupart despays un coefficient proche de 1 sur le long terme. Nanmoins, les vitesses d'ajustementdiffrent largement d'un pays l'autre, comme le montre le tableau 1 pour quelques payseuropens. Dautres tudes, comme celle de Borio et Fritz (1995), parviennent desconclusions similaires.

    Tableau 1Ajustement du taux d'intrt du crdit sur le taux du march montaire

    Instantan A trois mois A six mois A long terme

    Sources : (1) (2) (1) (2) (1) (2) (1) (2)

    Allemagne 0,38 0,11 0,67 0,45 0,83 0,61 1,04 1,05

    Italie 0,11 0,26 0,40 0,69 0,61 0,84 1,22 1,22

    Royaume-Uni 0,82 1,00 1,02 1,01 1,04 1,01 1,04 1,01

    France 0,43 0,45 0,51 0,74

    Sources : (1) Cotarelli et Kourelis (1994), p. 16, modle 1.(2) Borio et Fritz (1995) p. 125.

    C'est au Royaume-Uni que la rpercussion sur le taux du crdit est la plus rapide.L'effet est rpercut plein au bout de trois mois, ce qui est l'effet le plus fort cet horizonparmi les pays de l'OCDE (hormis le Mexique). En Allemagne et en Italie, l'impact estnettement plus faible court terme puisquil est compris entre 40 et 69 % au bout de troismois. La France, qui n'est pas prsente dans l'chantillon de Cottarelli et Kourelis, est uncas un peu diffrent dans la mesure o lajustement long terme est nettement infrieur 1. Leffet au bout de six mois, de 0,51, est aussi sensiblement infrieur celui des autrespays.

    Ces diffrences dans l'ajustement des taux d'intrt sont lies aux caractristiquesfinancires du pays. Plusieurs facteurs entrent en jeu : l'intensit de la concurrence dans lesystme bancaire qui module les possibilits dentente entre banques sur la fixation deleurs taux, le degr de dveloppement du march montaire, l'ouverture de l'conomie, lenombre de banques publiques (qui devrait rduire la vitesse d'ajustement) et le degr dedveloppement du systme financier. Cependant ces tudes restent incompltes, puisqueles taux de crdits bancaires utiliss sont non des taux moyens sur l'ensemble des crdits

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    8

    mais des taux de crdits trs spcifiques. De plus ces taux sont diffrents selon les pays2,ce qui gne la comparabilit des rsultats.

    Les pratiques d'indexation en matire de crdit

    Des tudes complmentaires ont t ncessaires pour mieux connatre les pratiquesbancaires en matire de fixation de leur taux du crdit. En France, les travaux statistiquesde la Banque de France avec l'enqute sur le crdit ont permis de mieux apprhender lerle dclinant du taux de base bancaire comme taux de rfrence des crdits bancaires et lamonte des pratiques d'indexation sur le taux du march montaire. Le travail de la B.R.I.(1993) a permis notamment de livrer pour l'ensemble des pays europens, des premiersrsultats sur les pratiques de crdit. Cependant, ces rsultats sont encore trs sommaires.

    Le travail ultrieur de Borio (1995) a approfondi lanalyse, en recensant de maniresystmatique les modalits dindexation du crdit pratiques dans les pays de lOCDE. Ilmontre en particulier que les pays anglo-saxons se caractrisent par une proportionimportante de crdits attribus aux mnages et de titres dans le financement desentreprises. De plus une grande partie des crdits aux mnages est attribue tauxvariables, contrairement ce qui se passe dans les autres pays, si bien quau Royaume-Uni,les crdits aux mnages sont davantage indexs sur le court terme que les passifs desentreprises o il entre une part importante de titres long terme.

    Les diffrences les plus frappantes tiennent certainement au march hypothcaire(tableau 2). 95 % de ces crdits sont accords taux compltement fixe en France, contre

    Tableau 2Taux d'intrt pratiqus sur le crdit hypothcaire

    en % du crdit hypothcaire total

    Allemagne France Italie Royaume-Uni

    Taux ajustables 90 5 75 90

    - indexs - 5 75 petit- rvisables >45 - - >80- rengociables

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    9

    Allemagne, 45 % des prts seraient aussi taux rvisables et 45 % taux rengociables, intervalle rguliers fixs par le contrat.

    Sur le crdit total, les diffrences paraissent fortes dun pays lautre (tableau 3),mme si ces estimations sont sans doute fragiles et doivent tre interprtes avec prudence.Les trois quarts sont accords court terme ou taux ajustables au Royaume-Uni et enItalie, contre 43 % en France et 39 % en Allemagne. Limportance des crdits en devisesjoue galement un rle et contribue sans doute attnuer leffet interne de la politiquemontaire. Ce type de crdits est surtout dvelopp en Italie et au Royaume-Uni, o ilreprsente environ 20 % des prts aux entreprises.

    Tableau 3Rpartition du crdit total

    en % du crdit total

    Allemagne France Italie Royaume-Uni

    Court terme

    Moyen ou long terme taux ajustables

    A prdominance fixe

    16

    23

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    10

    montaire-, et lactivit future dans ces pays. Ainsi le resserrement de la marge bancaire,li une transmission lente dune hausse du taux dintrt directeur, pourrait produireaussi une contraction du crdit. Lindexation des taux dintrt nest donc pasncessairement un signe dune meilleure efficacit de la politique montaire.

    1.2. Les canaux de transmission

    Les effets substitution et le canal du crdit

    Les rpercussions varient aussi d'un pays l'autre en fonction des diffrents canauxde transmission. Les effets de substitution sont bien connus ; ils conduisent limiter lademande finale en cas de hausse des taux. Pour que cet effet joue pleinement sur lesmnages, il faut que ceux-ci puissent arbitrer librement entre consommation prsente etconsommation future. Dans la ralit, des contraintes de liquidit psent sur les mnagescar leur accs au crdit est encore tributaire de pratiques bancaires ou de contraintesrglementaires d'intensit variable d'un pays l'autre. Ainsi, les seuils d'endettementmaxima, les contraintes sur l'apport initial dans l'achat au logement ferment plus ou moinsles possibilits d'arbitrage sur le crdit. Lorsque la contrainte est forte, comme en Italie parexemple, la volont des mnages d'augmenter leur dpense en cas de baisse des taux seheurte la limite de leur revenu courant.

    Jappelli et Pagano (1994) ont montr combien les conditions daccs au crdittaient diffrentes en comparaison internationale sur un chantillon de 30 pays. Unindicateur intressant cet gard est lapport personnel initial requis par la rglementationpour un emprunt en vue de lacquisition dun logement. Pour les quatre pays europensqui nous intressent ici, le montant minimum de cet apport personnel par rapport lavaleur du logement achet tait fix 44 % en Italie, 20 % en France et en Allemagne,contre 13 % seulement au Royaume-Uni sur la priode 1980-1987. Laccs au crdit estdonc trs diffrent entre ces pays. Les auteurs montrent aussi que cet indicateur est corrlngativement avec limportance du crdit la consommation relativement au PIB. Pluslindicateur dapport initial est grand, plus laccs des mnages au crdit est contraint, etplus faible est le ratio dendettement des mnages. La confrontation avec les statistiquesplus rcentes d'endettement des mnages de Kneeshaw (1995) montre que ces asymtriespersistent encore. Les mnages sont, proportionnellement leur revenu disponible,faiblement endetts en Italie, davantage en France et en Allemagne et beaucoup plusfortement au Royaume-Uni (tableau 4).

    Pour Japelli et Pagano, la proportion de l'apport personnel requis, qui peut treconsidr comme un indicateur des contraintes d'accs au crdit, est aussi un facteurexplicatif des diffrences de taux dpargne. Plus laccs au crdit est contraint, plus letaux dpargne est lev. Ceci a dailleurs pu sobserver rcemment dans les paysnordiques, o la libralisation financire, en ouvrant laccs au crdit pour les mnages, afait chuter fortement leur taux dpargne. Dans la perspective qui nous intresse ici, il faut

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    11

    ajouter que plus le crdit est contraint, moins la politique montaire par le taux dintrtest efficace puisque leffet de substitution ne joue plus librement.

    Tableau 4Conditions d'accs au crdit et endettement des mnages

    Allemagne France Italie Royaume-Uni

    Apport personnel minimum en %de la valeur du logement (1981-1987)

    20 20 44 13

    Dette des mnages en %de leur revenu disponible (1993)

    77,9 51,0 31,4 102,0

    Sources : Japelli et Pagano (1994), p. 92 et Kneeshaw (1995), p 12.

    Ainsi les contraintes d'accs au crdit de certains agents, mnages ou petites etmoyennes entreprises, peuvent donner lieu des changements importants dans latransmission d'une politique montaire par les taux d'intrt. En effet, si les agents sontcontraints dans leur demande de crdit, une hausse du taux d'intrt, supposer quellesoit rpercute sur le cot du crdit, pourra susciter une baisse de la demande de crditbancaire, mais en situation d'excs de demande, cela ne se traduira pas ncessairement parune baisse des crdits distribus. De nombreuses tudes, lies au canal du crdit (Bernankeet Blinder, 1992 ; Barran, Coudert et Mojon, 1995a) montrent en effet quune hausse dutaux dintrt nest gnralement pas suivie immdiatement dune baisse du crditbancaire.

    Effets revenus et effets richesse

    Si on laisse de ct l'effet sur le revenu anticip qui est difficilement quantifiable,toute variation des taux d'intrt produit mcaniquement une modification du revenu desagents proportionnelle aux diffrents stocks d'actifs mais aussi de dettes qu'ils dtiennent.Les effets directs se rpercutent dans les flux d'intrts reus ou verss. Mais l aussi lesdivergences de pays pays sont importantes pour plusieurs raisons. D'abord, les diffrentsagents sont plus ou moins crditeurs ou dbiteurs. Cette htrognit se constate aismentau vu du tableau 4 en ce qui concerne les dettes des mnages, mais ceci est aussi valablepour la dette des entreprises et des Etats. Ensuite, les actifs sont dtenus en proportionvariable sous forme de dpts bancaires, d'obligations ou d'actions. Les dettes sontcontractes plus ou moins long terme, sous forme de crdit bancaire ou d'obligations ;do des effets revenus variables d'un pays l'autre.

    Cusson (1992) a calcul, pour la France, les variations de flux d'intrts verss etreus par les diffrents agents la suite d'une baisse d'un point du taux d'intrt. Il montrenotamment que les mnages, qui sont globalement crditeurs, subissent un manque gagner dans le cas d'une baisse des taux. Ceci est vraisemblablement le cas dans les autrespays puisque la richesse financire des mnages excde toujours largement leurs dettes.Plus les mnages sont crditeurs et les Etats endetts, moins la politique montaire estefficace, puisque la hausse des taux d'intrt, loin de contraindre la dpense des mnages,

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    12

    vient alimenter leur revenu et creuser le dficit public. Ceci devrait tre particulirementsensible en Italie, o la dette publique plthorique et faible maturit est largementdtenue par les mnages.

    Les effets richesse, qui rsultent de la modification du patrimoine des mnages lasuite des variations des taux d'intrt dpendent aussi de la structure des actifs des agents.Par exemple, une hausse des taux d'intrt se traduit par une baisse de la valeur dupatrimoine dtenu en obligations mais aussi gnralement en actions. Si les mnagesdtiennent des montants importants de leur patrimoine sous cette forme, comme dans lespays anglo-saxons, ils seront conduits pargner davantage pour le reconstituer ; d'o unebaisse de la consommation, allant l'encontre de l'effet de revenu prcdent. En outre,lexprience du dernier cycle a montr que leffet richesse pouvait aussi jouer de manireimportante sur le crdit. De nombreux crdits tant accords avec des collatrauxdpendant du prix des actifs, les variations de prix d'actifs peuvent se trouver au coeurd'une dynamique de cycle conomique (Aglietta, Coudert et Mojon, 1995).

    A ces canaux de transmission interne de la politique montaire, il faut naturellementajouter le taux de change, puisque toute variation de taux dintrt se rpercute sur lemarch des changes. La variation du taux de change produit ensuite des consquences surles prix et sur lconomie relle. Cette courroie de transmission contribue augmenterlefficacit de la politique montaire. En effet, un choc restrictif sur le taux dintrtsaccompagne gnralement dune apprciation du change, qui contribue la modrationde linflation et la baisse de lactivit.

    Au total, les canaux de transmission de la politique montaire sont nombreux etcertains effets peuvent tre contradictoires. Il est donc intressant de poser empiriquementla question de leur importance relative et dvaluer les consquences de la politiquemontaire dans les diffrents pays europens.

    2. L'EFFET D'UN RELEVEMENT DU TAUX DU MARCHE MONETAIRE DANSQUATRE PAYS EUROPEENS

    Pour reprsenter de manire exhaustive les mcanismes de transmission de lapolitique montaire et mettre en vidence dventuelles spcificits nationales de cesmcanismes, nous utilisons un modle VAR. Celui-ci contient non seulement la variableinstrument de la politique montaire, cest--dire, le taux dintrt court terme et lesvariables objectifs, prix et PIB, mais galement les variables-cls de la transmission :agrgats montaires, crdit, taux de change et taux dintrt long terme. La rponse delconomie un choc de taux dintrt court terme est ensuite compare dans quatre payseuropens : Allemagne, France, Italie et Royaume-Uni.

    2.1. Pralables mthodologiques

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    13

    Le modle comporte les sept variables endognes suivantes : le taux dintrt dumarch montaire, le taux de change3, lagrgat montaire M2, le crdit au secteur privet le taux dintrt sur les obligations publiques, en tant que variables de transmission dela politique montaire. Enfin, lindice des prix la consommation et le PIB reprsententles variables objectifs de la politique montaire. Ltude de Gertlach et Smets (1995), quivise aussi comparer la transmission de la politique montaire dans plusieurs pays, retientun VAR trois variables : taux dintrt court terme, prix et PIB. La spcification pluslarge que nous retenons ici permet de saisir limpact de la politique montaire nonseulement sur les objectifs finaux, mais aussi sur les diffrents canaux de transmissionpossibles. Notamment la prsence dun taux dintrt long terme permet de prendre encompte la diffusion de la politique montaire aux autres taux dintrt. Le taux longchoisi, celui des obligations publiques, est plus facilement comparable dun pays lautreque les taux du crdit. Ce canal de transmission est moins souvent tudi partir desimulations VAR que les trois autres. Cependant, la transmission des impulsions du tauxcourt vers les autres taux est lvidence un canal de transmission essentiel de la politiquemontaire.

    En appelant Yt le vecteur form par ces sept variables reprsentatives de l'conomie,le modle structurel de l'conomie est suppos de la forme :

    (1) Yt = B0 Yt + B1 Yt-1 .+ + Bp Yt-p + t

    o t dsigne les rsidus du modle structurel, supposs d'esprance nulle, orthogonaux ettels que E(t t)=Id.

    On estime ici la forme rduite suivante, par OLSQ :

    (2) Yt = A1 Y t-1 +...+ Ap Y t-p + ut

    avec E[ut ut] = .

    Cette forme est quivalente :

    (4) Yt = [I-B0]-1 [ B1 Y t-1 +...+...+Bp Yt-p ] + [I-B0]

    -1 t.

    En identifiant (3) et (4), on a :

    (5) Ai = [I-B0]-1 Bi , et (6) [I-B0]

    -1 t = ut.

    Soit en notant : A(0) = [I-B0]-1 , ut = A(0) t ,on a :

    (7) E[ut ut] = = E[A(0) t t A(0)] = A(0) A(0).

    3 Le taux de change est dfini par rapport au dollar en Allemagne et par rapport au mark dans les trois autrespays.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    14

    En reprsentation MA, on a :

    (8) Yt = [I-A(L)]-1 ut = [I-A(L)] -1 A(0) t = (L) t.

    Les fonctions de rponse une impulsion aux chocs orthogonaux s'crivent donc :

    (9) (L) =[I-A(L)]-1 A(0).

    Pour identifier la matrice A(0) en l'absence de modle structurel, on fait l'hypothsestandard de rcursivit instantane du modle, cad que la matrice A(0) des interactionsinstantanes est triangulaire infrieure. On utilise alors la dcomposition de Choleski de lamatrice .

    Lestimation de lquation (2) seffectue sur donnes trimestrielles pour la priodeallant de 1976-1 1993-4, sauf en France o la priode destimation commence en 1978-4(et se termine aussi en 1993-4). Toutes les estimations comprennent une constante et troisvariables muettes saisonnires.

    Les sries utilises sont tires des Statistiques Financires Internationales du F.M.I.4

    sauf la masse montaire franaise dont les donnes nationales ont t juges prfrables5etle taux dintrt du march montaire britannique, qui est le taux interbancaire maximumde largent au jour le jour tir des statistiques de taux dintrt de lOCDE. Toutes lessries sont mises en logarithmes sauf les taux dintrt.

    Ordre dintgration et cointgration

    Ltude des proprits statistiques des sries est ncessaire avant lestimation.Lordre dintgration des sries est tudi ici selon la mthodologie propose par Dolado,Jenkinson et Sosvilla-Rivero (1990). Le nombre de retards pour les tests Dickey et Fulleraugments est fix selon Campbell et Perron (1991). On utilise ici 8 retards au maximum.On pourra se reporter Barran, Coudert, Mojon (1995 c), o cette mthode est expliciteen dtail. Les valeurs des tests sont prsentes en annexe 1. La plupart des sries sontintgres dordre 1. En Italie, le taux de change lire-mark et le crdit sont stationnaires enniveau avec un trend. En Allemagne, les taux dintrt sont stationnaires, de mme que le

    4 Les codes des sries sont, 60b pour le taux du march montaire, 61 pour le taux des obligationspubliques, 64 pour les prix la consommation, 32d pour le crdit, la somme des sries 34 et 35 pour M2 enItalie, au Royaume-Uni et en Allemagne (ou 38nbc en France pour M2 et pour M3 en Allemagne), 99br pourle PIB rel. Pour les taux de change, on utilise linverse de la srie rf en Allemagne et la division des sries rffranaise, italienne et britanique par la srie rf allemande pour dfinir un taux de change par rapport au markdans ces trois pays.

    5 Des travaux antrieurs nous avaient dj montr que la srie publie par la Banque de France est beaucoupplus corrle lactivit que celle du F.M.I. (Barran, Coudert et Mojon, 1995 c).

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    15

    taux du march montaire britannique. Lindice des prix la consommation allemand estintgr dordre 26, de mme que lagrgat M2 et le crdit au Royaume-Uni.

    Les tests de Johansen, dont les rsultats sont reports dans lannexe 2, indiquent queles relations de cointgration sont nombreuses entre nos sept variables, de l'ordre de 5 ou 6en France, 5 en Italie, 2 4 en Allemagne et 3 7 au Royaume-Uni7. Ces rsultats varientbeaucoup en fonction du nombre de retards retenus dans le VAR. Par la suite, nous avonslimit 4 les retards pour prserver le nombre de degrs de libert des estimations, bienque les critres de Schwartz et de Akake samliorent quand on augmente les retards.

    Du fait du nombre de variables en jeu, les vecteurs de cointgration obtenus sontcomplexes et difficilement interprtables. Nous avons test les relations bilatrales entrenos variables au moyen de tests d'Engle et Granger. On obtient alors notamment larelation de cointgration entre le taux long et le taux court. Mais par cette mthode, onnobtient qu'une petite partie des relations existantes prvues par le test de Johansen. Autotal, pour ne pas perdre les relations de long terme existant entre nos variables mais sanspouvoir effectivement les prciser dans un VECM, nous choisissons d'effectuer le VAR surles variables en niveau.

    Tests dexognit

    Les simulations de chocs de politique montaire partir de ces VAR prsentent ledouble intrt dobserver les comportements des variables objectif de politique montaire,prix et PIB, et ceux des variables de transmission de la politique montaire, change, tauxdintrt long terme, monnaie et crdit, mais aussi linconvnient de multiplier lescoefficients estimer. Nous avons donc test lopportunit de lajout de trois des variablesde transmission, taux dintrt long terme, monnaie et crdit dans le modle8. Pour cela,on teste lexognit du bloc instrument-objectif (taux court, taux de change, prix et PIB)par rapport ces trois variables de transmission. On peut rejeter lhypothse dexognitdans trois pays sur quatre (tableau 5). Pour pouvoir comparer les rsultats entre les pays,on conservera le mme modle sept variables pour les quatre pays.

    Nous avons galement estim un modle VAR "parcimonieux" o les coefficientspeu significativement diffrents de zro (ceux dont la statistique de Student est infrieure 1 en valeur absolue) sont contraints zro. Cependant, lhypothse de nullit delensemble de ces coefficients est rejete dans chacun des quatre pays. Par consquent, les

    6 Cest--dire que les tests que nous avons entrepris rejettent lhypothse de stationarit des diffrencespremires de ces sries

    7 En Allemagne, les tests sont poss sur un VAR 5 variables, sans les deux taux dintrt qui sontstationnaires ; les prix sont introduits en diffrence premire. En Italie, les tests sont poss sur un VAR 5variables, sans le taux de change et sans le crdit qui sont stationnaires. Au Royaume-Uni, on retient lesdiffrences premires du crdit et de lagrgat M2.

    8 Le taux de change a un statut particulier, puisquil figure la fois un canal de transmission mais aussi unobjectif de la politique montaire dans les pays europens.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    16

    simulations prsentes dans la suite de ce papier sont ralises partir de modles VARnon contraints.

    Tableau 5Test dexognit du bloc instrument-objectif

    Statistique Niveau de significativit

    Allemagne 70,08 0,020

    France 66,71 0,038

    Italie 69,08 0,024

    Royaume-Uni 55,33 0,2174

    Ces statistiques suivent un 48 degrs de libert.

    La reprsentation du choc

    Deux dmarches ont t suivies dans la littrature pour reprsenter les chocs depolitique montaire. Une premire dmarche consiste reprer les dates des choc depolitique montaires selon la mthode "historique" suivie par Romer et Romer (1989).Pour les tats-Unis, ces derniers ont tudi systmatiquement les comptes-rendus desession du Comit des Interventions dOpen Market de la Federal Reserve, pour identifierles dates auxquelles la politique montaire est devenue restrictive. Cette mthode a ttendue par Tsatsaronis (1995) au Royaume-Uni et lAllemagne. Une fois les datesrepres, on peut leur affecter une variable muette dans une rgression et simuler un chocde politique montaire dans un modle conomtrique. Linconvnient de cette mthodepour notre tude est que notre priode destimation, qui commence en 1975, ne contient,selon Tsatsaronis quune date en Allemagne (fvrier 1981) et que deux dates au Royaume-Uni (novembre 1978 et aot 1988).

    Une seconde dmarche consiste utiliser une variable conomique reprsentant lesimpulsions de politique montaire. Cette mthode pose le problme de lexognit de lavariable retenue. Ainsi, les variations dun agrgat montaire ou du taux dintrt dumarch montaire peuvent rsulter tout autant de dynamiques endognes lconomie quedimpulsions exognes dclenches par les autorits montaires. On va alors utiliser lesrsidus de la rgression dune variable instrument de politique montaire sur un ensemblede variables macro-conomiques. Cette rgression permet de dcomposer la variableinstrument entre sa variance associe aux variables macro-conomiques et un rsidu, dontla variance est orthogonale aux variables macro-conomiques. Le choc opr sur le rsiduest donc susceptible de reprsenter les chocs exognes de politique montaire. Cest ladmarche suivie dans de nombreux travaux, comme ceux de Bernanke et Blinder (1992),Christiano et Eichenbaum (1994), Sims (1992), Dale et Haldane (1993). Le taux dumarch montaire joue le rle de variable instrument de politique montaire.

    Lordre des variables dans le VAR (le taux du march montaire, le taux de change,le taux des obligations publiques, lagrgat M2, lagrgat de crdit, les prix puis le PIB)nest pas indiffrent pour les simulations, puisque nous avons fait l'hypothse de

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    17

    rcursivit des interactions instantanes. Ainsi du fait de la forme triangulaire infrieurede la matrice A(0), le choc simul de la variable i n'a une incidence instantane que sur lesvariables j telles que j i.

    En plaant le taux d'intrt en tte, on suppose donc implicitement qu'il nestinfluenc qu'avec retard par les chocs sur les autres variables. Les autorits montairesfixeraient donc le taux dintrt une priode donne sans tenir compte de l'volutionsimultane des autres variables, ce qui pourrait tre d au fait que les donnes relatives certaines variables ne sont connues qu'avec retard. Si cette hypothse peut tre formuleavec des variables mensuelles, elle est plus contestable sur donnes trimestrielles, car elleexclut les ractions rapides du taux d'intrt notamment aux variations du taux de change.Cest pourquoi nous avons galement simul des chocs selon un ordre alternatif, plaantles variables objectifs de la politique montaire, taux de change, prix et PIB avant le tauxdintrt du march montaire. Cependant, les rsultats sont le plus souvent indiffrents lordre retenu. Nous ne prsentons ici que les rsultats de lordre dcrit au dbut de ceparagraphe, o le taux dintrt est plac en tte. Les changements qui interviennent dufait dun autre ordre sont signals.

    Les graphiques 1 reprsentent les rponses des chocs non entretenus dun cart-type sur les diffrentes variables conomiques sur un horizon de trois ans, en termesdcart au compte central. Comme les variables sont prises en logarithme, cet cart peuttre interprt directement en taux de croissance ; pour les taux dintrt il sagit dcartde points de taux dintrt. Les traits pointills donnent un intervalle de confiance duncart type autour de la trajectoire en trait plein.

    2.2. Fonctions de rponses une impulsion et dcomposition de variance

    Rponses une hausse du taux dintrt sur le march montaire

    La forme du choc de taux dintrt est reprsente sur la premire ligne et premirecolonne des matrices de graphiques 1. Le choc est non entretenu, mais du fait delautorgressivit du modle, il persiste un certain temps avant de disparatre, ou mmeventuellement de devenir ngatif du fait de la raction des autorits montaires auxnouvelles conditions macro-conomiques. Au del de lamplitude du choc initial sur letaux dintrt, les pays marquent des diffrences quant linertie de ce choc. Ainsi, enItalie et en France, le taux dintrt revient vers le compte central trs rapidementrespectivement au bout de trois et quatre trimestres. Dans les deux autres pays, le taux estplus inerte, il reste suprieur celui du compte central durant deux ans au Royaume-Uni ettrois ans en Allemagne.

    Les rponses des autres variables conomiques au choc de taux dintrt sontillustres sur la premire ligne des graphiques 1. On retrouve bien en Allemagne, enFrance et au Royaume-Uni une apprciation du change significative suite uneaugmentation du taux court. En revanche, en Italie, un choc restrictif de politiquemontaire entrane dabord une dprciation temporaire du change avant lapprciation

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    18

    attendue. Le dlai ncessaire au taux court pour influencer le taux de change traduit peut-tre le manque de crdibilit des autorits montaires italiennes..

    Dans les quatre pays, le taux long augmente suite un choc sur le taux court, mais ilnintgre instantanment quune partie du choc du taux court.

    En France, en Italie et au Royaume-Uni, lagrgat de monnaie M2 diminuesignificativement aprs un choc restrictif de taux dintrt, ce qui est bien conforme leffet attendu. En Allemagne, la masse montaire M2 a tendance augmenter, bien quede manire non significative, aprs un choc montaire ; mais en effectuant une autresimulation avec la masse montaire plus large M3, les rsultats montrent alors une baissesignificative de lagrgat montaire suite un choc restrictif de politique montaire, ce quiest plus conforme au comportement attendu de lobjectif intermdiaire de la Bundesbank.

    En France et en Italie, lencours de crdit diminue significativement aprs un chocde taux dintrt. Au Royaume-Uni au contraire, le crdit reste inerte et en Allemagne, il amme tendance augmenter. Les travaux sur le canal du crdit permettent dexpliquercette inertie voire cette hausse du crdit. Christiano et Eichenbaum (1994), par exemple,ont observ ce mme comportement du crdit agrg aux tats-Unis et lexpliquent par lefait que les entreprises sont conduites emprunter davantage pour pallier les baisses decash flow induites par la rcession. Bernanke et Gertler (1995) font la mmeinterprtation.

    La dtermination des prix diffre largement dun pays lautre. Cest ce que montreleur dcomposition de variance (tableau 6). Cest surtout le taux court qui influence lesprix en France, en Allemagne et au Royaume-Uni. A un horizon de trois ans, linfluencedes taux longs sur les prix devient importante en France et en Allemagne. LItalie sesingularise par une faible influence directe des taux dintrt sur les prix et un fort impactde la masse montaire M2. Les chocs de taux de change paraissent se rpercuterparticulirement sur les prix en Allemagne.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    19

    Tableau 6Dcomposition de la variance de lerreur de lquation des prix

    horizon de prvision de 4, 8 et 12 trimestres

    en % du total

    Horizon Taux court Taux de change Taux long M2 Crdit Prix PIB

    Allemagne 4 38 22 0 2 7 29 18 46 12 5 5 9 23 112 41 13 16 5 4 17 4

    France 4 36 3 5 0 0 54 28 22 3 19 0 1 53 112 18 4 21 1 2 52 1

    Italie 4 3 2 1 15 1 77 18 8 8 2 24 4 51 412 7 7 7 27 12 35 6

    Royaume-Uni 4 27 2 13 0 0 50 78 31 10 7 1 1 37 1212 24 10 5 5 1 33 21

    Selon les fonctions de rponses une impulsion des graphiques 1, un choc la haussedu taux dintrt conduit une diminution des prix seulement en Italie, o le niveau desprix baisse significativement par rapport au compte central environ un an aprs le choc.Dans les trois autres pays, limpact dune augmentation du taux court conduit dabord augmenter le niveau des prix, puis une baisse progressive. Ce rsultat a dj t relevdans de nombreux articles (Sims, 1992 ; Dale et Haldane, 1993...), nous le retrouvons icipour lAllemagne, la France et le Royaume-Uni. Ce paradoxe dit price puzzle peutavoir deux explications. La premire est que les autorits montaires relvent leur tauxdintrt lorsquelles anticipent la monte des prix en considrant lvolution de variablesqui ne sont pas prises en compte dans le modle. Le relvement du taux dintrt apparatainsi suivi dune monte des prix, qui se serait produite de toute faon, mais de manireplus forte si le taux navait pas t relev. Cette explication est en partie conforte par nossimulations dans lesquelles les variables ont un ordre diffrent. En effet, quand le tauxdintrt est plac aprs les prix, ce qui revient considrer que les autorits montairestiennent compte de lvolution simultane des prix quand elles fixent le taux dintrt,limpact positif sur les prix diminue : il est rduit en Allemagne, et il devient ngatif enFrance. La seconde explication de limpact positif des taux dintrt sur les prix rsidedans la rpercussion des charges financires sur les prix. En situation de concurrenceimparfaite, les entreprises peuvent dans un premier temps effectivement tre conduites augmenter leurs prix pour maintenir leurs marges, alors que dans un deuxime temps,cest leffet Philips qui lemporte, mesure que leffet rcessif sexerce. Cetteinterprtation est aussi compatible avec le profil observ dans les simulations.

    Les dcompositions de variance du PIB (tableau 7) rvlent des mcanismes detransmission de la politique montaire spcifiques chaque pays. Les taux courts

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    20

    apparaissent dterminants pour le PIB en France et en Italie et les taux longs dterminantsen Allemagne et au Royaume-Uni. Le crdit ne semble avoir dinfluence sur le PIB quenAllemagne. La masse montaire M2 dtermine particulirement lactivit relle en Franceet au Royaume-Uni, ce qui peut aussi tre mis en vidence par des tests de causalit(Barran, Coudert et Mojon, 1995b).

    Le choc restrictif sur le taux dintrt a un effet ngatif sur la croissance en France,en Italie et au Royaume-Uni. Ce rsultat peut sans doute sexpliquer par le fait que le tauxcourt a une incidence trs large sur le cot du crdit en Italie et au Royaume-Uni(tableau 3) mais aussi, quoique dans une moindre mesure, en France.

    En Allemagne, le choc sur le taux dintrt est susceptible dinfluencer le PIBindirectement par lintermdiaire du taux long et du crdit ou de M2. Mais la rponse duPIB au choc sur le taux court est peu significative. Ces rsultats confirment ceux deHakkio (1992), pour qui le maniement du taux dintrt court terme na de rpercussionrelle significative sur la production (mesure dans ses estimations mensuelles par laproduction industrielle) en Allemagne, ni mme au Royaume-Uni9. Cependant pour leRoyaume-Uni, ses rsultats sont en contradiction avec la forte indexation souligne dans lapremire partie.

    La complexit des effets passant par les variations dactifs et de passifs, les effetsrevenus et effets richesse, alors que ces effets ont t rendus plus puissants par lalibralisation financire, rend finalement trs incertain leffet du taux dintrt sur lademande finale10. Ceci peut expliquer la faible significativit de limpact du taux dintrtsur le PIB en Allemagne.

    9 En utilisant le taux dintrt du march montaire interbancaire fourni par le FMI (statistique 60b des IFS),nous obtenons aussi une absence deffets du taux dintrt sur le PIB au Royaume-Uni. Cependant, nousnavons pas retenu ici ce taux dintrt pour le Royaume-Uni, car cette srie prsente dans les annessoixante-dix une trs forte variabilit dun trimestre lautre, qui parat trs anormale au vu des autresstatistiques de taux dintrt du march montaire publis pour cette priode notamment par lOCDE.

    10 Cest aussi ce que remarque Kneeshaw (1995)

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    21

    Tableau 7Dcomposition de la variance de lerreur de lquation du PIB

    horizon de prvision de 4, 8 et 12 trimestres

    en % du total

    Horizon Taux court Taux de change Taux long M2 Crdit Prix PIB

    Allemagne 4 4 3 41 2 4 4 418 2 5 36 6 16 6 2912 2 6 32 10 22 5 22

    France 4 9 2 6 25 1 1 558 30 1 4 37 2 1 2412 33 1 3 42 3 1 17

    Italie 4 18 5 6 14 0 2 538 38 5 4 10 2 5 3612 27 20 4 10 3 14 22

    Royaume-Uni 4 5 1 30 24 1 1 388 16 4 28 24 4 1 2112 16 7 31 21 8 1 16

    Les rponses un choc de taux de change et de taux dintrt long terme

    Limpact dun choc de taux de change est reprsent sur la deuxime ligne desmatrices de graphiques 1. Il est intressant de constater que les effets de la dprciation duchange apparaissent particulirement bnfiques au Royaume-Uni et en Allemagne entermes de stimulation du PIB. En revanche les effets sur lactivit sont non significatifs enFrance et en Allemagne.

    Limpact dun choc du taux long sur les autres variables, reprsent sur la troisimeligne des graphiques 1, est comparable en France et en Italie. Le choc sur le taux long yprovoque une baisse du PIB peu significative et avec retard, une augmentation des prix,plus forte et plus rapide en France, et des carts au compte central peu significatifs du tauxde change et des agrgats. Au Royaume-Uni, la raction au taux long est trs marque carelle fait jouer plein les mcanismes de transmission standards : il y a une netteapprciation du taux de change ainsi quune contraction des agrgats de monnaie et decrdit ; le PIB britannique se trouve donc particulirement affect par la hausse du tauxlong. Le faible rle dvolu au taux long dans les crdits bancaires nempche donc pas lahausse du taux long de produire des effets rels, notamment du fait de lapprciation duchange qui en rsulte. En Allemagne au contraire, un choc sur le taux long na pas leseffets attendus, car il nest pas relay par les canaux de transmission habituels, il neprovoque ni apprciation du change, ni baisse de la monnaie ou du crdit ; son rle,souvent considr comme particulirement important dans ce pays (B.R.I. 1993), nest pasmis en vidence dans ces rsultats.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    22

    Les fonctions de raction

    La rponse du taux dintrt des chocs sur les variables conomiques estreprsente par la premire colonne des graphiques 1. La raction du taux dintrtallemand une dprciation du mark se diffrencie de celles observes dans les trois autrespays. En effet, la Bundesbank semble vouloir corriger cette dprciation en augmentant lestaux dintrt alors que dans les trois autres pays, les autorits montaires semblent pluttprofiter des dvaluations pour diminuer leur taux dintrt. Cest sans doute le cas aumoins en Italie et au Royaume-Uni lors de lclatement du SME et peut-tre en France eten Italie dans la premire priode du SME, avant 1983.

    Le taux court ragit positivement une innovation du taux long dans les trois paysdEurope continentale, et vice versa, montrant ainsi une grande interdpendance dans ladtermination des taux dintrt nationaux. Au Royaume-Uni, limpact du taux long sur letaux court nest pas significatif. Les objectifs intermdiaires de masse montaire entrentdans la fixation des taux dintrt par les banques centrales, au Royaume-Uni et en Italie.Il est vrai que notre variable unique de M2 ne rend pas ncessairement compte delagrgat suivi, notamment en Allemagne. En revanche, la Bundesbank ragit laugmentation du crdit interne. Les objectifs de prix apparaissent clairement surtout enFrance et en Allemagne.

    Dans les quatre pays, le maniement des taux dintrt rpond aussi nettement lavariation du PIB ; les autorits montaires effectuent ainsi une rgulation contra-cycliqueen relevant les taux dintrt au moment des chocs sur lactivit.

    3. PEUT-ON PARLER DE CONVERGENCE ?

    Les initiatives nationales de transformation des marchs financiers et/oulintgration internationale croissante de ces marchs ont pu influencer les canaux detransmission de la politique montaire. Raliser des simulations de choc de politiquemontaire partir de modles estims sur des sous-priodes est susceptible de faireapparatre de telles volutions. Afin de garder suffisamment de degrs de libert pour lesestimations, nous avons slectionn deux sous-priodes : les 12 premires annes et les 12dernires, ces deux sous-priodes pouvant se recouper plus ou moins selon la taille delchantillon initial11. Les estimations mettent en vidence des diffrences entre les deuxsous-priodes. Les rponses des impulsions sur le taux dintrt sont reprsentes sur lasrie de graphiques 2 et 2.

    11 Du fait du grand nombre de variables contenu dans les modles, il est prfrable de rduire le nombre deretards pour raliser cet exercice. Les estimations sur les sous priodes comportent deux retards, ce quipermet de gagner 14 degrs de libert. Pour le choix de la date de rupture de priode, nous avons tcontraints par le nombre de degrs de libert minimum prserver pour lestimation. Afin de garder unminimum de 30 degrs de libert, les estimations doivent comporter au minimum 48 points, soit 12 ans. Avecdeux retards, lchantillon total comporte 63 trimestres en France, 73 en Italie et 74 dans les 2 autres pays.Les deux sous priodes destimation auront donc de 24 33 trimestres communs

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    23

    En Allemagne, lapprciation du change, laugmentation du crdit et celle des prixsont significatives et plus importantes dans la premire sous-priode. Le PIB rpond ausside manire plus significative dans la premire sous-priode, tant par son augmentation horizon dun an aprs le choc sur le taux dintrt que par sa diminution au-del de lapremire anne. Lagrgat montaire a tendance augmenter significativement aprs unchoc de taux dintrt dans les simulations sur la seconde sous-priode. Ces simulationssemblent indiquer une plus faible efficacit de la politique montaire sur la priodercente. Il reste dterminer si limportance du choc de la runification allemande surcette sous-priode peut expliquer ce rsultat.

    Les dcompositions de variances par sous-priodes (non prsentes dans ce textemais disponibles auprs des auteurs) montrent galement une modification dans ladtermination du taux dintrt long terme. Linfluence des prix se renforce sur le tauxlong, mais linterdpendance entre taux court et taux long saffaiblit, sans doute du fait dela dtermination croissante des taux longs par leurs homologues internationaux.

    Au Royaume-Uni, le comportement des variables semble plutt sloigner delorthodoxie quand on passe de la premire la seconde sous-priode. Dans la premiresous-priode, le taux de change joue son rle de transmission standard : une hausse destaux dintrt provoque une apprciation du change, qui contribue la baisse du PIB ; demme la contraction montaire constitue un autre relais de la hausse du taux dintrt.Dans la seconde sous-priode au contraire, la hausse du taux dintrt concide avec unedprciation du change et une augmentation de la masse montaire, ce qui produit unehausse du PIB au lieu de la baisse attendue. Comme en France, la banque centrale sembledevenir moins sensible aux augmentations non anticipes du taux long et du taux dechange, et plus sensible celle du crdit.

    En France, les rponses des variables des chocs sur le taux du march montairedeviennent beaucoup plus orthodoxes dans la seconde sous-priode. En effet, uneaugmentation de taux dintrt dune ampleur plus faible que pendant la premire sous-priode induit une apprciation plus nette du change, une baisse des agrgats de monnaieet de crdit et une baisse des prix. Le PIB diminue sans dlai dans la seconde sous-priode.Cette plus forte rponse de lconomie franaise au taux dintrt dans la priode rcenteavait dj t constate par Bordes, Girardin et Marimoutou (1995), qui analysent les effetsdun choc de taux dintrt sur les diffrentes composantes de la demande finale avant etaprs la libralisation financire. Icard (1994) avait aussi montr comment leschangements dus la libralisation financire ont contribu modifier la politiquemontaire franaise dans le sens dune plus grande efficacit.

    Dans la fonction de raction des autorits, le seul changement constat a trait autaux long, le taux court ne semble plus ragir des augmentations non anticipes de cedernier. Les interdpendances taux court - taux long diminuent. Ceci peut tre d au faitque la dtermination internationale des taux dintrt sur les diffrentes chances prendune plus large place avec laccroissement de la mobilit internationale des capitaux.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    24

    En Italie, comme en France, les ractions des variables deviennent plus conformes une politique par les taux dintrt dans la seconde sous-priode. Ainsi la raction positivedes prix, nette dans la premire sous-priode devient non significativement diffrente dezro dans la seconde. De mme, les agrgats de monnaie et de crdit diminuent au coursde la premire sous-priode alors quils augmentaient sur la premire. Le PIB diminueaussi plus rapidement. Les dcompositions de variance indiquent que le taux court est lavariable qui influence le plus les autres dans la seconde sous-priode. En revanche, sur lapriode rcente, la hausse du taux dintrt est suivie par une dprciation de la lire parrapport au mark, et non par l'apprciation attendue. Autre diffrence, la Banque centraleitalienne semble moins ragir aux augmentations de la masse montaire M2, du crdit etdes autres variables conomiques dans la seconde sous-priode. Dans la seconde sous-priode, le taux court apparat comme exogne par rapport aux variables retenues. Celapeut traduire le fait que le taux dintrt est mani moins en fonction de considrationsinternes quen fonction des taux allemands, non prsents dans le modle.

    Globalement, les volutions de chacun des systmes financiers nationaux neparaissent pas aller dans le sens dune plus grande uniformisation. Les ractions tant duPIB que des prix ou du change sont plus similaires dun pays lautre dans la premiresous-priode que dans la seconde. Seules les variables macro-conomiques en Italie et enFrance semblent converger vers un mme type de fonctionnement : baisse plus rapide duPIB, baisse des agrgats et des prix. Les rsultats montrent en effet que les prix sont plusenclins baisser la suite dun relvement du taux dintrt dans la seconde sous-priodeen France ; en Italie, ils sont non significatifs sur la priode rcente alors quilsaugmentaient sur la priode prcdente. Dans la seconde sous-priode, en Allemagne et auRoyaume-Uni, le PIB ne ragit pas significativement un choc de taux dintrt, les prixet les agrgats augmentent.

    CONCLUSION

    Les rsultats empiriques de cette tude doivent tre interprts avec prudence car lemodle utilis, sil prsente lavantage de saffranchir da priori thoriques, nest pasexempt de faiblesses, notamment en ce qui concerne les variables absentes comme lesliaisons internationales. A cette rserve prs, les rsultats sont clairs et montrent que surles quatre pays europens tudis, limpact dune hausse de taux dintrt sur le marchmontaire produit des effets trs diffrencis dun pays lautre. Leffet rcessif est net enFrance, en Italie et au Royaume-Uni. Il est peu significatif en Allemagne. Lanalyse desdcompositions de variance porte croire que lampleur des diffrents canaux detransmission est aussi diffrente car les variables intermdiaires, comme le taux dechange, la masse montaire, le crdit bancaire et le taux dintrt long terme sontaffects diffremment.

    La dcomposition par sous-priode de notre chantillon montre que la libralisationfinancire qui a eu lieu dans les annes quatre-vingt en France et en Italie a beaucoupcontribu accrotre lefficacit de la politique montaire. Dans ces deux pays, les haussesde taux dintrt se transmettent maintenant beaucoup plus rapidement la demande de

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    25

    monnaie, de crdit et finalement leur effet sur la demande finale est plus accentu. Ladrglementation a donc permis dans ces deux pays de transformer les mcanismes detransmission de la politique montaire vers une action plus directe des taux dintrt,laction sur les quantits, notamment par lencadrement du crdit, ayant t abandonne.Lindexation plus forte sur la priode rcente des actifs et passifs des agents non financierssur le taux court terme a certainement contribu renforcer cet effet.

    La situation est diffrente au Royaume-Uni et en Allemagne. En effet dans ces deuxpays, le changement de priode apparat nettement moins marqu. En Allemagne, les tauxdintrt ont maintenant moins deffet sur la demande finale que prcdemment. AuRoyaume-Uni dans la priode rcente, la hausse du taux dintrt court terme nest plusrenforce par lapprciation du taux de change, elle saccompagne au contraire dunedprciation du change, dont leffet expansif, particulirement marqu au Royaume-Uni,lemporte sur leffet rcessif de la hausse des taux.

    Les simulations montrent quil ny a pas de convergence dans les effets du tauxdintrt dans les quatre pays tudis. Ces asymtries persistantes entre les pays europenspourraient porter obstacle lefficacit dune politique montaire commune, tout au moinsen ltat actuel des choses. Cependant dans la phase III de lUEM, le blocage du taux dechange devrait oprer un changement important dans la transmission montaire des paysconcerns. De plus, le dcalage de conjoncture souvent subi en cas dinitiative montaireisole disparatrait. Ces deux lments laissent penser que les effets de la politiquemontaire seront radicalement modifis. Des tudes complmentaires sont ncessairespour simuler les effets dune politique montaire commune dans ce nouvel environnement.

    GRAPHIQUES (SEE PAGE 6)

    ANNEXE 1: TESTS DE RACINES UNITAIRES

    Pour chaque pays, les lignes sont successivement la srie et sa diffrence premire.

    Les colonnes indiquent la statistique de Dickey-Fuller, t , correspondant aux troismodles tests :

    (1) modle avec trend et avec constante (0 and 0),

    (2) modle sans trend et avec constante (=0 and 0),

    (3) modle sans trend et sans constante (=0 and =0).

    Pour chaque modle, le nombre de retards a t slectionn par la procdureindique par Campbell et Perron (1990).

    (*) significatif au seuil de 10 %, (**) significatif au seuil de 5 %.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    26

    (La significativit correspond au fait que la srie na pas de racine unitaire).

    Les chiffres en gras signalent le modle sur lequel la dcision de rejeter oudaccepter lhypothse de stationarit est prise.

    Statistiques (1) (2) (3) Ordre dintgration

    Allemagne

    Taux court -2.65 -2.85* -0.60 0

    Taux de change -1.82 -1.62 -1.14 1 taux de change -5.40** -5.44** -5.78**Taux des obligations -2.72 -2.72* 0.42 0

    M2 -2.47 -0.83 3.18 1 M2 -3.12 -3.19** -0.75Crdit -1.97 -2.45 1.34 1 crdit -3.13 -3.07** 0.03Prix la consommation -2,04 -0.63 1.36 2 prix la consommation -1.95 -2.02 -1.12 prix la consommation -10.99** -11.04** -9.60**PIB -2.49 -1.00 0.99 1 PIB -2.47 -2.43 -2.17**

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    27

    Tests de racines unitaires (suite)

    Statistiques (1) (2) (3) Ordre dintgration

    France

    Taux court -2.37 -2.32 -0.58 1 taux court -6.80** -6.77** -7.00**Taux de change -1.84 -2.28 1.29 1 taux de change -4.58** -3.77** -2.94**Taux des obligations -1.60 -1.14 0.53 1 taux des obligations -5.30** -5.10 -5.29M2 -2.05 -2.45 0.04 1 M2 -8.45** -8.29** -8.54**Crdit -1.20 -3.06** 3.20 1 crdit -6.98** -6.30** -5.39**Prix la consommation -0.86 -2.54 0.16 1 prix la consommation -3.40* -1.21 -1.20PIB -2.30 -1.67 2.55 1 PIB -3.92** -3.71** -2.72

    Italie

    Taux court -2.57 -2.22 -0.56 1 taux court -6.31** -6.31 -6.52Taux de change -3.72** -2.50 3.46 0

    Taux des obligations -2.00 -1.42 -0.59 1 taux des obligations -4.87** -4.86** -4.98**M2 -1.73 -2.67 1.42 1 M2 -3.04 -2.13 -1.69*Crdit -3.92** -1.14 3.76** 0

    Prix la consommation -1.32 -3.29 0.04 1 prix la consommation -3.24* -1.36 -1.39PIB -2.51 -2.56 2.06 1 PIB -5.43** -5.35** -2.16**

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    28

    Tests de racines unitaires (suite et fin)

    Statistiques (1) (2) (3) Ordre dintgration

    Royaume-Uni

    Taux court -2.81 -2.85* -0.80 1 taux court -2.9 -4.5** -2.7**Taux de change -2.83 -1.46 -1.49 1 taux de change -4.25** -4.27** -3.48**Taux des obligations -2.61 -1.01 -1.44 1 taux des obligations -7.60** -7.63** -7.77**M2 -1.69 -0.56 1.75 2 M2 -2.39 -2.10 -0.73 M2 -9.84** -9.82** -12.01**Crdit -1.17 -1.33 0.73 2 crdit -1.56 -1.06 -0.66 crdit -6.40** -6.82** -7.17Prix la consommation -1.33 -2.18 1.21 1 prix la consommation -3.00 -3.25** -1.86*PIB -2.14 -0.96 1.75 1 PIB -2.99 -2.98** -2.29**

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    29

    ANNEXE 2 : TESTS DE JOHANSEN POUR 4 ET 6 RETARDS

    Test de la valeur propremaximale

    Test de la trace

    n 4 retards 6 retards 4 retards 6 retards

    Allemagne 01234

    36.42**25.83*18.5511.380.66

    54.76**35.92**21.24**16.67**

    2.29

    92.84**56.43**30.60**

    12.050.66

    130.88**76.12**40.20**18.96**

    2.29

    France 0123456

    87.28**70.63**51.64**39.15**31.45**22.19**4.01**

    284.29**172.62**87.38**50.42**36.01**16.93**

    1.66

    306.34**219.06**148.43**96.79**57.65**26.20**4.01**

    649.31**365.02**192.40**105.02**54.60**18.59**

    1.66

    Italie 01234

    63.16**50.39**31.27**18.69**4.60**

    42.78**38.40**21.02**12.17*8.25**

    168.12**104.96**54.57**23.30**4.60**

    122.62**79.83**41.44**20.42**8.25**

    Royaume-Uni 0123456

    63.74**47.17**40.78**31.10**26.13**11.420.40

    101.55**63.38** 45.94**42.05**26.84**19.22**10.00**

    220.74**157.00**109.83**69.05**37.95**11.82*0.40**

    308.97**207.42**144.04**98.10**56.05**29.21**10.00**

    Dans les tests de la trace, * (respectivement **) signifie que lon peut rejeter au seuil de10% (respectivement 5%) lhypothse nulle de lexistence de relations de cointgration ennombre infrieur ou gal n. Dans les tests de la valeur propre maximale, * signifie quelon peut rejeter au seuil de 5% lhypothse de n relations de cointgration contre celle den+1 relations.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    30

    REFERENCES

    AGLIETTA Michel, COUDERT Virginie et MOJON Benot (1995) : "Actifs patrimoniauxet dynamiques conomiques", Cahiers conomiques et Montaires de la Banque deFrance, n 44, pp. 5-26.

    BARRAN Fernando, COUDERT Virginie et MOJON Benot (1995a) : "Transmission dela politique montaire : une application trois pays de l'OCDE", Revue conomique,vol. 46, n 2, pp. 393-413, mars.

    BARRAN Fernando, COUDERT Virginie et MOJON Benot (1995b) : "Taux d'intrt,spreads et comportement bancaire : les effets sur l'activit relle", Revue conomique,vol. 46, n 3, pp. 625-634, mai.

    BARRAN Fernando, COUDERT Virginie et MOJON Benot (1995c) : "Interest Rates,Banking Spreads and Credit Supply: the Real Effects", Document de travail CEPII,n 95-01, janvier.

    BERNANKE Ben. S. et BLINDER Alan S. (1992) : "The Federal Funds Rate and theChannels of Monetary Transmission", American Economic Review, vol. 82, n 4,pp. 901-921.

    BERNANKE Ben. S. et GERTLER Mark (1995) : "Inside the Black Box : The CreditChannel of Monetary Policy Transmission", C.V. Starr Center for Applied Economics,Economic Research Report N 95-1, New York University, pp. 1-38.

    BORDES Christian, GIRARDIN Eric et MARIMOUTOU Velayoudom (1995) : "Les effetsdes variations de taux dintrt dans le nouvel environnement financier franais", RevueEconomique, vol 46, n 3, pp. 635-644, mai.

    BORIO Claudio E.V. (1995) : "The Structure of Credit to the Non-Government Sectorand the Transmission Mechanism of Monetary Policy: A cross-country Comparison",B.I.S. Working paper, n 24.

    BORIO Claudio E.V. et FRITZ Wilhem (1995) : "The Response of Short-Term BankLending Rates: a Cross-country Perspective", in B.R. I. "Financial Structure and theMonetary Policy Transmission Mechanism", C.B. 394, Bale, pp. 106-153, mars.

    B.R.I. (1993) : "The Impact of Changes in Official Rates on Private DomesticExpenditure in EC Countries: Some Evidence", juin.

    B.R.I. (1995) : "Financial Structure and the Monetary Policy TransmissionMechanism", C.B. 394, Bale, mars.

    CAMPBELL John Y. et PERRON Pierre (1991) : "Pitfalls and Opportunities: WhatMacroeconomics Should Know About Unit Roots", NBER Technical Working Paper,n 100.

    CHRISTIANO Lawrence J., EICHENBAUM Martin et EVANS Charles (1994) : "TheEffects of Monetary Policy Shocks: Some Evidence From the Flow of Funds", NBERWorking Paper, n 4699.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    31

    COTTARELLI Carlo et KOURELIS Angeliki (1994) : "Financial Structure, BankLending Rates and the Transmssion Mechanism of Monetary Policy", IMF WorkingPaper, mars.

    CUSSON Thierry (1992) : "L'impact d'une baisse d'un point des taux d'intrt", BulletinMensuel de la Banque de France, janvier.

    DOLADO J.J., JENKINSON T. ET SOSVILLA-RIVERO S. (1990) : "Cointegration and UnitRoots", Journal of Economic Surveys, vol.4, n 3.

    FRIEDMAN Benjamin et KUTTNER Kenneth .N. (1992) : "Money, Income, Prices andInterest Rates", American Economic Review, vol. 82, n 3, pp. 472-492.

    GERTLACH Stefan et SMETS Franck (1995) : "The Monetary Transmission: EvidenceFrom G-7 Countries", in B.R.I., pp. 188-224.

    HAKKIO Craig S. (1992) : "Monetary Transmission Channels in Major ForeignCountries: a Comment", Federal Reserve Bank of Kansas City, Research WorkingPaper, 92-12.

    ICARD Andr (1994) : "The Transmission of Monetary Policy in an Environment ofDeregulation and Exchange Rate Stability: The French Experience", Journal ofMonetary Economics, vol. 33, n 1, pp. 87-104.

    JAPELLI Tullio et PAGANO Marco (1994) : "Saving, Growth and LiquidityConstraints", Quaterly Journal of Economics, vol. CIX, issue 1, pp. 83-110.

    KNEESHAW J.T. (1995) : "A Survey of Non Financial Sector Balance Sheets inIndustrialised Countries: Implications for the Monetary Policy Transmission", B.I.S.Working Paper, n 25.

    NAYMAN Laurence (1995) : "Financement des conomies europennes, aspectsinstitutionnels et aproche par les bilans", mimeo CEPII, prsent aux XIImes JournesInternationales dEconomie Montaire et Bancaire, Nancy, juin.

    RAMEY Valerie (1993) : "How Important is the Credit Channel in the Transmission ofMonetary Policy ?", NBER Working Paper, n 4285.

    ROMER Christine D. et ROMER David H. (1989) : "Does Monetary Policy Matter? ANew Test in the Spirit of Friedman and Schwartz", NBER WP, n 2966, mai.

    TSATSANORIS Costas (1995) : "Is there a Credit Channel in the transmssion of MonetaryPolicy? Evidence from Four Countries", in B.R.I. (1995), pp. 154-187.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    32

    LISTE DES DOCUMENTS DE TRAVAIL DU CEPII12

    1995

    "Capital humain, mobilit des capitaux et commerce international", Pierre Villa, documentde travail n 95-05, juin.

    "L'Europe gomtrie variable : une analyse conomique", Jean Pisani-Ferry, document detravail n 95-04, avril.

    "Comparaison de l'efficacit nergtique des pays d'Europe centrale et orientale avec celledes pays de l'OCDE", Nina Kousnetzoff, document de travail n 95-03, avril.

    "L'organisation de la politique conomique", Pierre Villa, document de travail n 95-02,mars.

    "Interest Rates, Banking Spreads and Credit Supply: The Real Effects", FernandoBarran, Virginie Coudert et Benot Mojon, document de travail n 95-01, mars.

    1994

    "L'aprs CAEM : la dynamique des changes entre les pays de Visegrad", DominiquePianelli, document de travail n 94-16, dcembre.

    "CEEC Exports to the EC (1988-1993): Country Differentiation and CommodityDiversification", Franoise Lemoine, document de travail n 94-15, dcembre.

    "Union montaire et convergence : qu'avons-nous appris ?", Jean Pisani-Ferry, documentde travail n 94-14, dcembre.

    "Chmage et salaire en France sur longue priode", Pierre Villa, document de travailn 94-13, novembre.

    "Croissance et spcialisation", Frdric Busson et Pierre Villa, document de travailn 94-12, novembre.

    "The International Monetary System: in Search of New Principles", Michel Aglietta,document de travail n 94-11, septembre.

    "French and German Productivity Levels in Manufacturing: A Comparison Based on theIndustry of Origin Method", Deniz Unal-Kesenci et Michael Freudenberg, document detravail n 94-10, septembre.

    12 Les documents de travail sont diffuss gratuitement sur demande au CEPII au 48 42 64 14 ; une liste desdocuments de travail 1984-1994 est galement disponible ce numro.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    33

    "La runification allemande du point de vue de la politique conomique", Agns Bnassyet Pierre Villa, document de travail n 94-09, septembre.

    "Commerce international, emploi et salaires", Olivier Cortes et Sbastien Jean, documentde travail n 94-08, aot.

    "La fonction de consommation sur longue priode en France", Pierre Villa, document detravail n 94-07, juillet.

    "Rglementation et prise de risque des intermdiaires financiers : la crise des prix d'actifsau dbut des annes 1990", Benoit Mojon, document de travail n 94-06, juillet.

    "Turquie : d'une stabilisation l'autre", Isabelle Bensidoun, document de travail n 94-05,juillet.

    "Economic Policy Strategies to Fight Mass Unemployment in Europe: an Appraisal",Henri Delessy et Henri Sterdyniak, document de travail n 94-04, juillet.

    "Transmission de la politique montaire et crdit bancaire, une application cinq pays del'OCDE", Fernando Barran, Virginie Coudert et Benot Mojon, document de travailn 94-03, juin.

    "Indpendance de la banque centrale et politique budgtaire", Agns Bnassy et JeanPisani-Ferry, document de travail n 94-02, juin.

    "Les systmes de paiements dans l'intgration europenne", Michel Aglietta, document detravail n 94-01, mai.

    1993

    "Crises et cycles financiers : une approche comparative", Michel Aglietta, document detravail n 93-05, octobre.

    "Regional and World-Wide Dimensions of Globalization", Michel Fouquin, document detravail n 93-04, septembre.

    "Rgle, discrtion et rgime de change en Europe", Pierre Villa, document de travailn 93-03, aot.

    "Crdit et dynamiques conomiques", Michel Aglietta, Virginie Coudert et Benot Mojon,document de travail n 93-02, mai.

    "Les implications extrieures de l'UEM", Agns Bnassy, Alexander Italianer et JeanPisani-Ferry, document de travail n 93-01, avril.

  • CEPII, Document de travail n 95-07

    34

    1992

    "Pouvoir d'achat du franc et restructuration industrielle de la France 1960-1991", GrardLafay, document de travail n 92-04, dcembre.

    "Le Franc : de l'instrument de croissance la recherche de l'ancrage nominal", MichelAglietta, document de travail n 92-03, dcembre.

    "Comportement bancaire et risque de systme", Michel Aglietta, document de travailn 92-02, mai.

    "Dynamiques macroconomiques des conomies du sud : une maquette reprsentative",Isabelle Bensidoun et Vronique Kessler, document de travail n 92-01, mars.

    1991

    "Europe de l'Est et URSS : niveaux de production et de consommation en Europe de l'Estet comparaisons avec l'Europe de l'Ouest", Franoise Lemoine, document de travail n 91-04, dcembre.

    "Europe de l'Est, URSS, Chine : la monte des dsquilibres macroconomiques dans lesannes quatre-vingt", Franoise Lemoine, document de travail n 91-03, dcembre.

    "Ordre montaire et banques centrales", Michel Aglietta, document de travail n 91-02,mars.

    "Epargne, investissement et systme financier en Chine", Franoise Lemoine, document detravail n 91-01, fvrier.

    1re page DT.pdf