Chocs monétaires et budgétaires et taux de change : une application à

l’euro / dollar

Christophe Blot Christophe.blot@univ-orleans.fr

LEO – Université d’Orléans - Rue de Blois, BP 6739 - 45067 Orléans Cedex 2

Version provisoire et incomplète

1. Introduction

L’objectif de cet article est d’analyser la réponse des taux de change nominal et réel

aux chocs de politique monétaire et budgétaire ainsi que la transmission internationale de ces

impulsions. Les effets des chocs monétaires sur le taux de cha nge ont longuement été

analysés1, en particulier sur données américaines. Il semble généralement qu’un choc

monétaire restrictif entraîne une appréciation du dollar. La persistance de l’effet est cependant

incertaine puisque Eichenbaum et Evans (1995) montrent que l’appréciation, à la suite d’un

choc restrictif, dure entre deux et trois ans alors que Koray et McMillin (1999) trouvent une

période beaucoup plus courte, de l’ordre de six à sept mois. La transmission internationale des

chocs de politique monétaire américaine est plus nuancée. Les hausses des taux des fonds

fédéraux sont sans effet pour Koray et McMillin (1999) alors que Kim (1999) semble trouver

que les chocs monétaires expansionnistes ont des effets favorables sur l’activité des autres

membres de G7.

La réponse aux chocs budgétaires est cependant moins étudiées. Garcia et Verdelhan

(2001) s’intéressent aux chocs monétaires et budgétaires de la zone euro mais en économie

1 Voir notamment Eichenbaum et Evans (1995), Grilli et Roubini (1996), Koray et McMillin (1999) et Kim et Roubini (2000).

2

fermée. Clarida et Prendergast (1999) montrent que les innovations budgétaires mesurées par

une augmentation du déficit budgétaire structurel entraînent une appréciation de la monnaie

du pays à l’origine du choc. Cet effet dure entre trois et quatre années puis est inversé par la

suite.

L’identification des chocs nécessite de poser un certain nombre restrictions sur la

réponse des différentes variables du VAR. On distingue principalement, les contraintes de

court terme qui visent à limiter la réponse instantanée des variables. Les chocs monétaires

n’ont alors, par construction aucun effet, au moment de l’impact sur les variables d’activité ou

de prix. Par contre, la réponse du taux de change n’est généralement pas contrainte. A la suite

de Blanchard et Quah (1989), il est possible de contraindre la réponse à long terme de

certaines variables. Clarida et Gali (1994) adoptent ce type de restriction afin de forcer

l’absence de réponse à long terme du taux de change réel aux chocs monétaires. Par contre,

les chocs de demande et d’offre peuvent avoir des effets permanents. Dans la continuité de

Kim et Roubini (2000) ou Clarida et Prendergast (1999), notre approche favorise cependant

les contraintes de court terme qui reposent de fait sur des a priori théoriques moins

contraignants puisqu’il s’agit généralement de supposer simplement que la réponse de

l’activité aux chocs n’est pas instantanée. L’étude est appliquée à la zone euro et au taux de

change dollar / euro. Nous montrons alors que les chocs de politique monétaire entraînent une

appréciation de l’euro lorsque l’écart entre le taux monétaire de la zone euro et le taux des

fonds fédéraux s’accroît. Les impulsions budgétaires mesurées par une augmentation relative

des dépenses publiques européennes provoquent une dépréciation de l’euro à moyen terme. Si

ces résultats sont confirmés lorsque les Etats-Unis sont considérés séparément, ils ne peuvent

être vérifiés pour la zone euro. Globalement, les chocs monétaires et budgétaires n’ont pas

d’effet sur l’activité. Seuls les augmentations des taux fédéraux de la Fed semblent avoir un

impact négatif sur l’output gap de la zone euro.

La deuxième section revient sur les principaux mécanismes de transmission des chocs

mis en évidence par la littérature. Puis, nous expliquons brièvement les différentes stratégies

de décomposition. La section quatre permet de mettre en évidence les principaux résultats et

la cinquième section permet de dresser une rapide conclusion.

3

2. Transmission internationale des chocs monétaires et budgétaires et détermination du

taux de change

L’analyse théorique de la réponse des variables de change et d’activité aux impulsions

monétaires et budgétaires fait ressortir de nombreux effets, parfois contradictoires, si bien

qu’il est difficile d’avoir un a priori clair et définitif sur les réponses des taux de change réel

et nominal ainsi que sur la transmission internationale des chocs. Ceci justifie alors par la

suite l’adoption du cadre empirique le moins contraignant possible.

L’approche macroéconomique traditionnelle, telle qu’elle a pu être développée par

Mundell (1963), Fleming (1962) ou Dornbusch (1976), établit qu’un choc monétaire restrictif

entraîne une appréciation nominale et réelle de la monnaie et se transmet négativement à

l’économie étrangère qui bénéficie d’une amélioration de sa compétitivité. Les chocs

budgétaires expansionnistes entraînent également une appréciation et les effets sur l’économie

étrangère sont incertains et dépendent de l’évolution du taux d’intérêt mondial.

A la suite des travaux d’Obstfeld et Rogoff (1995), les canaux de transmission des

différents chocs, dans le cadre de modèles à deux pays, ont été revisités et les conclusions

partiellement modifiées. Par ailleurs, le cadre de référence établi par Obstfeld et Rogoff

(1995) a fait l’objet de nombreux approfondissements2 et il ressort que les résultats sont

fortement sensibles aux différentes hypothèses adoptées.

Ce programme de recherche intègre l’hypothèse de rigidités nominales et de

concurrence monopolistique dans un cadre d’optimisation intertemporelle. Obstfeld et Rogoff

(1995) montrent alors qu’une augmentation de l’offre de monnaie entraîne une dépréciation

nominale. Toutefois, le taux de change s’ajuste instantanément à sa nouvelle valeur

d’équilibre contrairement à la thèse développée par Dornbusch (1976). Par ailleurs, il n’y a

aucune variation du taux de change réel, quelle que soit l’origine du choc, dans la mesure où

ils supposent que la loi du prix unique et la parité des pouvoirs d’achat sont vérifiées. La

dépréciation accroît la demande adressée aux producteurs domestiques (effet de

détournement) et donc la production nationale à court terme. La transmission internationale

du choc est cependant incertaine puisque plusieurs effets sont mis en évidence. D’une part, les

2 Voir Lane (2001).

4

producteurs étrangers subissent une dégradation de leur compétitivité ce qui contribue à

réduire leur production. D’autre part, la baisse du taux d’intérêt accroît la consommation

mondiale ce qui incite l’ensemble des producteurs à produire une quantité plus élevée. Par

conséquent, s’il est assuré que la production domestique s’accroît par rapport à la production

étrangère, il est difficile d’évaluer le sens de la transmission. Par ailleurs, Obstfeld et Rogoff

(1995) mettent en évidence l’existence d’un effet de richesse lié à l’apparition d’un excédent

du compte courant domestique. Cet effet implique que les chocs ont des effets qui persistent

même après que les prix se sont intégralement ajustés. Cette conclusion justifie la démarche

adoptée sur l’absence de contrainte long terme pour la réponse des différentes variables des

modèles. Corsetti et Pesenti3 (2001) parviennent à des conclusions similaires à l’exception des

effets de richesse. Ils retrouvent alors la propriété de neutralité à long terme de la politique

monétaire.

L’analyse des chocs de politique budgétaire révèle qu’une hausse des dépenses

publiques financée par une augmentation des impôts diminue le revenu permanent des agents

domestiques et donc, toute chose égale par ailleurs leur consommation. De fait, la demande

d’encaisses réelles est plus faible et l’équilibre sur le marché de la monnaie est restauré via

une hausse de l’indice des prix à la consommation et une dépréciation de la monnaie

domestique. La transmission internationale du choc est à nouveau très incertaine. En effet, si

les producteurs étrangers bénéficient de la hausse de la demande publique, l’appréciation de

leur monnaie détourne une partie de la demande au profit des producteurs domestiques. Pour

Corsetti et Pesenti (2001), l’incertitude sur l’effet du choc sur l’économie étrangère est

identique. Ils montrent cependant que le taux de change nominal n’est pas modifié par les

chocs de demande publique même si on observe une amélioration des termes de l’échange

domestique ; implicitement, l’ajustement est réalisé par des variations du prix des biens.

Betts et Devereux (2000) modifient partiellement le cadre développé par Obstfeld et

Rogoff (1995) en intégrant deux hypothèses supplémentaires. Ils supposent d’une part que les

producteurs sont en mesure de discriminer entre les différents marchés sur lesquels leurs biens

sont vendus (hypothèse de pricing-to-market, PTM par la suite). Cette hypothèse est d’autre

part complétée par l’idée selon laquelle certains prix sont libellés dans la monnaie de

l’acheteur (local-currency-pricing, LCP par la suite). Comme les prix sont supposés rigides à 3 Ils se différencient du cadre original en supposant que l’élasticité de substitution entre les biens domestiques est plus élevée que celle entre les biens domestiques et étrangers.

5

court terme, une dépréciation de la monnaie domestique n’implique pas nécessairement une

augmentation du prix relatif des biens étrangers. Ces deux hypothèses (PTM-LCP) permettent

alors de s’affranchir de la loi du prix unique et par conséquent de la relation de PPA et

entraîne également une plus forte volatilité du taux de change. Les taux d’intérêt domestiques

et étranger peuvent diverger et un choc d’offre de monnaie a un effet de liquidité. Betts et

Devereux (2000) montrent alors que le taux de change nominal peut, sous certaines

conditions, surajuster sa valeur de long terme. Comme l’hypothèse PTM-LCP implique que la

transmission des variations du taux de change nominal au prix relatif des biens n’est pas

intégrale, la dépréciation de la monnaie domestique n’exerce plus systématiquement d’effet

de détournement de la demande au profit des producteurs domestiques. Par ailleurs, la baisse

du taux d’intérêt domestique, consécutive à l’augmentation de l’offre de monnaie, accroît la

consommation domestique et donc la demande adressée à l’ensemble des producteurs. Plus le

degré de pricing-to-market est élevé, moins l’effet de détournement de la demande est

important et plus la probabilité de transmission positive d’un choc monétaire expansionniste

est élevée. De plus, lorsque l’ensemble des producteurs est en mesure de procéder à une telle

discrimination, la balance courante n’est pas modifiée par les variations du change ce qui tend

donc à réduire la possibilité d’effets de richesse.

Toutefois les hypothèses PTM-LCP ne sont pas essentielles au surajustement du taux

de change et à la variabilité du taux de change réel puisque Obstfeld et Rogoff (1999)

montrent qu’il est possible d’obtenir un résultat similaire en intégrant un secteur des biens non

échangeables.

Pour les chocs de politique budgétaire, Betts et Devereux (2001) montrent que le degré

de pricing-to-market n’est pas fondamental. On retrouve alors une forte similitude avec les

canaux de transmission mis en avant par Obstfeld et Rogoff (1995). La baisse relative de la

consommation domestique entraîne une dépréciation nominale nécessaire à l’ajustement sur le

marché de la monnaie. Cette dépréciation est, de plus, réelle chez Betts et Devereux (2001).

Les effets sur la production sont incertains dans la mesure où ils dépendent de l’évolution

relative des consommations publiques et privées mondiales.

L’intérêt essentiel de l’analyse de Betts et Devereux (2000), par rapport à Obstfeld et

Rogoff (1995), est de mettre en avant une plus forte variabilité des taux de change réel et

nominal, et sous l’hypothèse que le degré de pricing-to-market est élevé, une corrélation

6

positive des productions lors de chocs monétaires. Les résultats obtenus par Corsetti et Pesenti

(2001) se démarquent peu de ceux d’Obstfeld et Rogoff (1995) sur l’évolution du taux de

change mais, ils soulignent plutôt l’absence d’effets de richesse et donc la neutralité des chocs

monétaires à long terme.

3. Méthode d’identification des chocs

Afin d’étudier les conséquences macroéconomiques des chocs de politique monétaire

et budgétaire deux choix s’imposent. D’une part, il est nécessaire de déterminer l’instrument

de politique économique qui met le mieux en évidence les effets des chocs. Pour la politique

monétaire, le taux d’intérêt à court terme traduit-il mieux les décisions de la Banque Centrale

qu’un agrégat monétaire ? Christiano, Eichebaum et Evans (1999) semblent montrer que ce

choix importe peu dans la mesure où les résultats sont qualitativement identiques. Quant à la

politique budgétaire, la question se pose exactement dans des termes identiques même si elle

est ignorée par la littérature. Pourtant ce choix ne semble pas être neutre, notamment lorsque

l’on s’interroge sur les canaux de transmission de la politique budgétaire. Ici le choix

s’effectue entre un indicateur des dépenses des administrations publiques et une variable

mesurant le déficit budgétaire. Effectivement, si les effets de richesse ou sur le taux d’intérêt

sont privilégiés, ceux-ci seront plus facilement mis en évidence par l’évolution du déficit. Par

contre, le choix des dépenses publiques traduit plutôt les effets de la politique budgétaire sur

le marché des biens et services4. Dans les deux cas, nous évaluons les conséquences des chocs

monétaire et budgétaire à partir de ces différents instruments.

D’autre part, dans la mesure où les politiques monétaires et budgétaires réagissent à

des évènements extérieurs, l’analyse des effets des politiques monétaire et budgétaire

nécessite l’identification de chocs pouvant être interprétés comme exogènes. La simple

évolution de l’instrument de politique économique ne permet donc pas de conclure à une

décision délibérée de la part des autorités monétaires ou budgétaires. Si l’on suppose par

exemple, que la Banque centrale utilise un agrégat monétaire comme instrument, il faut être

en mesure de distinguer entre les évolutions qui sont le fait d’un choix exogène d’augmenter

4 Bien entendu une compartimentation excessive entre effets sur la demande et effets financiers est peu réaliste.

7

ou de réduire la quantité de monnaie en circulation et celles qui résultent d’une modification

du comportement de demande de monnaie. De même, lorsque l’on considère que l’instrument

est le taux d’intérêt, il faut dissocier les décisions exogènes des modifications résultants de la

réaction des autorités monétaires. Ce problème d’identification des chocs de politique

monétaire, longuement analysé dans la littérature (voir Christiano, Eichenbaum et Evans,

1999), se pose exactement dans les mêmes termes pour les chocs budgétaires. Ainsi, l’objectif

est de mettre en évidence les effets d’une décision exogène, caractérisant une décision de la

Banque Centrale ou du gouvernement, qui ne résulte pas de la réaction à l’évolution d’une

autre variable.

On ne peut faire ressortir directement l’impact des différentes innovations à partir d’un

modèle VAR estimé sous forme réduite. En effet, le modèle estimé fait apparaître ( )te , le

vecteur des erreurs de prévisions du VAR tel que ( )E e t = 0 et ( )E e et t′ = Ω , avec Ω la

matrice des variances / covariances. Toutefois, ce vecteur reflètent l’ensemble des chocs qui

affectent les variables considérées et on ne peut inférer l’effet d’un choc particulier à partir de

( )te . Le résidu associé à l’équa tion de l’instrument de politique budgétaire ne représente donc

pas directement un choc budgétaire. Ce résidu est en fait une combinaison d’un ensemble de

chocs qui affectent l’économie. Il est donc indispensable de distinguer les réactions induites

du gouvernement de celles qui peuvent être considérées comme exogènes.

Si on note ( )tε le vecteur des innovations structurelles telles que ( ) 0=tE ε et

Σ=

′

ttE εε , où Σ est une matrice diagona le généralement normalisée de telle sorte

que nI=Σ . Alors, il existe une relation entre ( )tε et ( )te telle que :

(1) tt Be ε0=

La matrice 0B permet de traduire l’idée selon laquelle les erreurs de prévision de

chaque variables du modèle VAR estimé sont des combinaisons linéaires des différentes

innovations structurelles. Le vecteur ( )tε ne peut être directement déterminé mais peut être

identifié en posant un certain nombre de restrictions sur les coefficients de la matrice 0B . En

effet, on a :

8

(2) ′=Ω 00 BB

La matrice des variances / covariances contient ( )

21 nn +

termes indépendants

permettant l’identification des 2n termes de la matrice 0B . Celle-ci ne peut donc être

complètement réalisée qu’à la condition de poser ( )

21 nn −

restrictions sur les coefficients de

la matrice 0B .

En pratique, il existe plusieurs méthodes permettant d’effectuer cette identification. La

plus simple consiste à imposer une structure récursive au modèle de telle sorte que la matrice

0B soit triangulaire inférieure5. Ainsi, si l’on note [ ]′= tttt XZXY ,2,1 ,, un vecteur de

variables où tZ représente les instruments de politique économique, tX ,1 et tX ,2 deux

vecteurs de variables économiques et financières. La structure récursive implique alors que le

vecteur tX ,1 contient l’ensemble des variables qui font partie de la fonction de réactions des

autorités monétaires et budgétaires. Et donc, tX ,2 est un vecteur regroupant l’ensemble des

variables dont les valeurs contemporaines ne sont pas prises en compte pour la fixation des

instruments de politique économique. En considérant un modèle retraçant l’évolution de

l’output gap relatif de la zone euro par rapport aux Etats-Unis, de l’écart de taux, de l’écart

des dépenses publiques et du taux de change nominal, on a alors [ ]′= ttttt SGiOGY ,,, . La

décomposition de Choleski de la matrice des variances / covariances Ω associée aux erreurs

de prévisions du modèle décrit par tY implique :

(3)

=

S

G

i

OG

S

G

i

OG

bbbbb

b

uuu

u

εεε

ε

101001

0001

434241

3231

21

Par construction, la Banque Centrale intègre uniquement l’évolution contemporaine de

l’output gap dans sa fonction de réaction et, les autorités budgétaires réagissent à l’output gap

5 Cette méthode d’identification correspond à la décomposition de Choleski de la matrice des variances / covariances des erreurs de prévisions.

9

et également à la politique monétaire. Par contre, le taux de change nominal n’est intégré dans

aucune des fonctions de réaction. Le corollaire de cette restriction indique que le taux de

change nominal est susceptible de réagir instantanément à l’ensemble des chocs qui affectent

l’économie, ce qui constitue une hypothèse très vraisemblable étant donnée la nature de cette

variable. L’équation (3) permet d’établir que l’ordre dans lequel sont placées les variables est

essentiel puisque l’output gap ne réagit à aucun choc contemporain tandis que la variable de

change est très réactive. Ce choix est néanmoins justifié par l’idée selon laquelle la

transmission des chocs à l’activité est lente alors qu’elle plutôt rapide voire instantanée pour

les variables financières.

Cependant, ce type de décomposition ne permet pas d’intégrer le taux de change dans

la fonction de réaction de la Banque Centrale, or cette variable peut s’avérer importante pour

les décisions de politique monétaire6. Afin de l’intégrer tout en supposant, en retour, que les

variations du taux d’intérêt sont susceptibles d’avoir un effet sur le change, il est nécessaire

d’adopter une stratégie alternative de décomposition. Les stratégies non récursives sont

qualifiées de structurelles dont le sens où elles ne reposent pas par sur une identification

« mécanique » des chocs. Pour autant, elles ne font que traduire des a priori théoriques

différents. Ici la modification par rapport à l’équation (3) est marginale dans la mesure où elle

conduit à supposer que le taux de change est intégré dans la fonction de réaction de la Banque

Centrale. En contrepartie, la politique budgétaire ne réagit plus à la politique monétaire. En

effet, l’identification impose toujours de fixer six contraintes. Comme l’hypothèse selon

laquelle la transmission des chocs à l’activité est lente alors qu’elle instantanée pour les

variables financières semble pertinente, la restriction alternative porte nécessairement sur la

fonction de réaction des autorités budgétaires. On a donc :

(4)

=

S

G

i

OG

S

G

i

OG

bbbb

bb

uuu

u

εεε

ε

1010

01

0001

434241

31

2421

6 Voir Cushman et Zha (1997).

10

Ainsi, pour les différents modèles estimés nous analysons les effets des chocs de

politiques budgétaires et monétaires en fonction des décompositions décrites par les équations

(3) et (4).

4. Analyse des fonctions de réponse aux chocs budgétaires et monétaires

41. Les données

Les estimations sont réalisées à partir de données trimestrielles. Les modèles

comportent généralement les quatre variables suivantes : une mesure de l’output gap, un

instrument de politique monétaire, un instrument de politique budgétaire et le taux de change

nominal ou réel soit [ ]′= QouSXZOGY ,,, .

L’output gap ( )OG est calculé à partir du logarithme du PIB par la méthode du filtre

Hodrick-Prescott. Les instruments de la politique monétaire sont, soit le taux d’intérêt à court

terme, soit le taux de croissance de l’agrégat monétaire M3 calculé en glissement annuel. Les

instruments de politique budgétaire sont le ratio du logarithme des dépenses publiques sur le

PIB ou le solde budgétaire exprimé en pourcentage du PIB. Le taux de change nominal dollar

/ euro7 est un taux synthétique calculé à partir de la base de données Datastream. Le calcul du

taux de change réel fait ensuite intervenir les indices de prix à la consommation des Etats-

Unis et de la zone euro (indice harmonisé).

Les séries pour la zone euro sont issues de la base de données élaborée par Fagan,

Henry et Mestre (2001). Elles sont généralement disponibles sur la période 1970Q1-1998Q4.

Toutefois, quelques doutes sur la construction de l’agrégat monétaire M3 nous ont contraints

à ne pas intégrer cette variable dans les différents modèles estimés. Les séries pour les Etats-

Unis sont issues de la base de données Datastream dont les sources sont diverses (Bureau of

Economic Ananlysis, OCDE, Federal Reserve Bank…) et sont généralement disponibles sur

un échantillon plus large 1970Q1-2000Q4.

7 Une hausse du taux de change traduit alors une déprécation de l’euro.

11

Dans un premier temps, un modèle où les variables sont exprimées en écart (Zone euro

relativement aux Etats-Unis) permet de mettre en évidence les effets des chocs monétaires et

budgétaires sur l’output gap relatif ainsi que sur le taux de change. Ensuite, chaque zone est

analysée séparément. Si le modèle relatif aux Etats-Unis confirme les résultats précédents,

l’estimation du modèle sur la zone euro ne permet pas de faire ressortir d’éléments

significatifs. Ceci peut sans doute s’expliquer par le fait que la zone ne constituait pas une

entité homogène sur la période considérée. Pour les estimations effectuées sur le modèle en

écart et pour le modèle intégrant uniquement la zone euro, l’échantillon est réduit à la période

1979Q1-1998Q4. En effet, nous sommes conscients des nombreuses limites liées à

l’estimation d’un modèle pour la zone euro sur la période précédant la création de l’Union

monétaire et celles-ci sembleraient d’autant plus justifiées et importantes si l’estimation

recouvrait une période précédant la mise en place du SME. En fait, cette limite est essentielle

en ce qui concerne l’évaluation des politiques monétaires et budgétaires définies de façon

décentralisées. Par contre, pour les Etats-Unis, le modèle est estimé sur le plus grand

échantillon possible, soit généralement 1971Q1-2000Q48 ou 1998Q4 lorsque l’estimation

intègre le taux de change réel. Ici le taux de change dollar / euro peut s’interpréter comme un

taux de change effectif du dollar vis-à-vis d’un panier restreint de monnaies. Afin de

compléter l’analyse, un dernier modèle est estimé. Celui-ci distingue l’output gap des Etats-

Unis et celui de la zone euro et n’ intègre que les instruments de politique monétaire et

budgétaire des Etats-Unis9. Il permet de fait d’analyser plus spécifiquement les chocs

américains sur le taux de change et sur l’output gap de la zone euro.

42. Réponse du taux de change et transmission internationale des chocs

Pour l’ensemble des modèles estimés, le nombre de décalages inclu est déterminé par

le critère AIC. Le nombre sélectionné est ensuite confirmé à l’aide d’un test du rapport de

vraisemblance dans la mesure où le critère AIC tend parfois à surestimer le nombre de retards.

Ensuite, on s’assure de l’absence d’autocorrélation d’ordre 2, 4, 6 et 8 des résidus de chaque

équation du système.

8 La date de départ est 1971 plutôt que 1970 dans la mesure où la variable M3 intervient en taux de croissance calculé en glissement annuel. 9 Que l’estimation soit réalisée sur 1971Q1-1998Q4 ou 1979Q1-1998Q4 ne modifie pas les résultats.

12

Le premier modèle estimé, dont les fonctions de réponse sont reproduites sur le

graphique 1, permet de mettre en évidence les effets des chocs relatifs de politique monétaire

et budgétaire sur le taux de change nominal et l’output gap relatif. Les instruments utilisés

sont respectivement l’écart entre le taux d’intérêt de la zone euro et le taux des fonds fédéraux

et l’écart des ratios de consommations publiques. Il semble que l’output gap relatif ne réagisse

à aucun des chocs simulés. Le niveau de production serait alors insensible aux de chocs de

politique monétaire et budgétaire. Par contre, une hausse relative du taux d’intérêt monétaire

de la zone euro par rapport au taux des fonds fédéraux entraîne une appréciation nominale de

l’euro. Celle-ci est de plus significative au bout de trois trimestres et l’effet dure jusqu’au

sixième trimestre après le choc. Le choc budgétaire, lorsqu’il est mesuré par une hausse des

consommations publiques entraîne une dépréciation de l’euro mais l’effet est généralement

non significatif. Ces conclusions sont strictement identiques lorsque le taux de change

nominal est remplacé par le taux de change réel. Ceci est d’ailleurs illustré par la

décomposition de la variance de ces deux variables (voir tableau 1). Même si la part des chocs

monétaire et budgétaire s’accroît avec l’horizon, nous ne pouvons en tirer de conclusions

définitives dans la mesure où nous n’avons pas procédé à des simulations permettant de

déterminer un intervalle de confiance pour les décompositions de variance. Ce tableau permet

simplement d’illustrer la similitude entre le taux de change réel et nominal. Par ailleurs, la

décomposition de la variance de l’output gap relatif révèle que plus de 85% de l’erreur de

prévision sur l’output gap est attribuée à des chocs idiosyncratiques. Ce montant est supérieur

à 80% lorsque le taux de change réel est substitué au taux nominal.

Comme il a déjà été souligné, le problème lié à l’estimation d’un tel modèle pour la

zone euro réside dans le fait que les politiques économiques étaient exercées de façon

décentralisées. Aussi le taux d’intérêt composite ne représente qu’une moyenne des taux fixés

par chaque Banque centrale. Il a souvent été souligné que les politiques monétaires des

différents pays membres du SME étaient contraintes et que les taux devaient de fait être

alignés sur le taux court allemand. Aussi est- il intéressant de supposer que le taux monétaire

fixé par la Bundesbank constitue un indicateur de la politique monétaire de la zone euro. Les

fonctions de réponse obtenues sous cette hypothèse diffèrent peu de ce qui a été obtenu

précédemment (voir graphique 2). L’appréciation de l’euro est seulement légèrement plus

soutenue lorsque l’instrument de politique monétaire est le taux monétaire allemand.

13

Lorsque la décomposition structurelle décrite par l’équation (4) est exploitée, on

constate une réduction de la significativité de la réponse du taux de change nominal10 (voir

graphique 3). Ce résultat ne trouve pas vraiment de justification dans la mesure où les

hypothèses sur la réponse du taux de change n’ont pas été modifiées par rapport aux cas

précédents.

Tableau 1 : Zone euro / Etats-Unis

Décomposition de la variance des taux de change nominal et réel

Horizon Output gap Taux monétaire Consommation publique

Taux de change nominal

1 4 8 12 16 20 24

0.47 0.81 2.23 24.60 32.14 29.44 28.21

1.35 17.52 32.45 27.73 28.30 30.21 30.05

0.07 3.80 11.69 16.39 18.03 20.77 21.21

98.11 77.87 53.63 31.28 21.53 19.58 19.48

Horizon Output gap Taux monétaire Consommation publique

Taux de change réel

1 4 8 12 16 20 24

0.47 0.84 1.20 22.94 30.53 27.35 25.91

1.32 17.66 33.43 28.47 28.41 30.18 29.94

0.14 3.78 10.93 17.33 20.08 23.84 26.86

98.07 77.72 54.43 31.26 20.98 18.63 18.30

Si les instruments de politique budgétaire et monétaire sont respectivement le déficit à

la place des consommations publiques et l’écart ent re le taux monétaire de la zone euro et le

taux des fonds fédéraux, nous constatons une forte autocorrélation des résidus pour plusieurs

équations. Dans la mesure où celle-ci ne peut être réduite même lorsque le nombre de

décalages est augmenté, il semble préférable de ne pas présenter les résultats afférents. Ce

problème est largement atténué lorsque le taux monétaire synthétique pour la zone euro est

remplacé par le taux monétaire allemand 11. Dans ce cas, les effets du choc de politique

monétaire sur le taux de change ou l’output gap ne sont pas significatifs (voir graphique 4)

mais, l’euro s’apprécie à moyen terme lors d’un choc positif sur le solde budgétaire (une

10 Une nouvelle fois, les réponses du taux de change nominal et réel sont identiques. 11 Seule l’hypothèse nulle d’autocorrélation des résidus à l’ordre huit pour l’équation de l’output gap ne peut être rejetée au seuil de risque de 10%.

14

réduction du déficit). L’appréciation est significative après dix trimestres et l’effet est

relativement persistant puisqu’il dure jusqu’au vingtième trimestre. Ce résultat renforce celui

exposé précédemment où l’instrument était l’écart de consommations publiques. Quel que soit

l’instrument budgétaire considéré, une politique expansionniste entraîne donc une

dépréciation de la monnaie. Des conclusions identiques sont obtenues à partir de la

décomposition structurelle et avec le taux de change réel. La réponse de l’output gap relatif à

une réduction du déficit est négative à court terme et atteint un pic après 6 trimestres. A

moyen terme, soit après 12 trimestres, la réponse devient positive même si elle ne semble pas

significative. Par ailleurs, la décomposition de la variance fait également ressortir des résultats

intéressants puisqu’il semble que le solde budgétaire explique une part importante de l’erreur

de prévision de l’output gap relatif et du taux de change nominal (tableau 2). A l’inverse, la

contribution du taux monétaire allemand à l’erreur de prévision sur ces deux variables est

inférieure à 5% quel que soit l’horizon considéré.

Globalement, on observe une appréciation de l’euro lorsque la politique monétaire

européenne est relativement plus restrictive que celle menée par la Fed et une dépréciation de

la monnaie européenne après une politique budgétaire expansionniste. Cependant, la

significativité des résultats est plus forte lorsque la politique monétaire européenne est

mesurée par le taux monétaire de la zone euro et lorsque l’instrument de politique budgétaire

est le solde budgétaire exprimé en pourcentage du PIB.

Tableau 2 : Zone euro / Etats-Unis

Décomposition de la variance de l’output gap et du taux de change nominal

Horizon Output gap Taux monétaire allemand

Solde budgétaire Taux de change nominal

8 16 24

65.37 39.51 33.87

3.99 4.13 3.84

29.09 54.86 57.56

1.54 1.50 4.73

Horizon Output gap Taux monétaire allemand

Solde budgétaire Taux de change nominal

4 8 12 16 20 24

2.00 2.23 5.79 4.66 6.41 6.82

3.81 4.93 2.72 1.36 1.07 1.21

3.97 23.78 56.32 77.06 79.79 79.41

90.22 69.06 35.18 16.94 12.73 12.57

15

Il peut être intéressant d’analyser la réponse des différentes variables lorsque les deux

zones sont considérées séparément. Ceci permet ainsi de mettre en évidence les effets de

chocs purement européens ou américains sur l’output gap de chaque zone et sur le taux de

change. Cependant, quels que soient les instruments de politique économique utilisés et la

méthode de décomposition choisie, il est impossible de faire ressortir des effets significatifs

des chocs à partir des modèles sur la zone euro. La dynamique qui ressort est de plus

généralement contre- intuitive. Ces résultats peuvent peut être s’expliquer par la très faible

homogénéité de la zone notamment en ce qui concerne la définition des politiques monétaire

et budgétaire. On ne retrouve par conséquent aucun des résultats mis en évidence par les

modèles où les grandeurs étaient définies en écart.

A l’opposé, la significativité des chocs américains sur le taux de change nominal ou

réel est plus forte. Par ailleurs, on peut ici comparer la réponse du taux de change à un choc

sur le taux des fonds fédéraux et à un choc sur le taux de croissance d’un agrégat monétaire,

ici M3 (voir graphique 5). Après un choc sur le taux des fonds fédéraux, l’euro se déprécie et

donc le dollar s’apprécie. Cette appréciation est instantanée et significative pendant cinq

années. Par ailleurs, l’ajustement du taux de change est progressif ; l’appréciation du dollar

atteint son niveau maximum au bout de 3 années. Ce type de résultat ne peut être interprété

dans le cadre d’un modèle de surajustement à la Dornbusch (1976) où l’appréciation du taux

est maximale au moment de l’impact puis, le retour vers le nouvel équilibre s’effectue

progressivement. Ce résultat a été mis en évidence par Eichenbaum et Evans 12 (1995) et

illustre les difficultés de validation de la théorie de la parité des taux d’intérêt non couverte.

Par contre, la réponse du taux de change n’est plus significative lorsque le choc résulte

d’une augmentation de M3 (graphique 5). Il semble donc que le choix de l’instrument de

politique monétaire ne soit pas indifférent, au moins en ce qui concerne l’identification des

chocs de politique monétaire des Etats-Unis. Ces résultats ne sont pas modifiés avec la

décomposition structurelle ou lorsque le taux de change réel apparaît à la place du taux

nominal.

Le graphique 5 permet également de mettre en évidence les effets d’un choc

budgétaire identifié par une hausse des dépenses publiques. La dépréciation du dollar à moyen

12 A partir d’une décomposition structurelle, Kim et Roubini (2000) parviennent à atténuer en partie ce problème.

16

terme est significative et persistante. Ce résultat semble conforter les conclusions des modèles

à la Obstfeld et Rogoff (1995) par rapport à l’effet des chocs budgétaires puisqu’ils mettent en

évidence une dépréciation de la monnaie du pays à l’origine du choc du fait d’une baisse de la

consommation et de la demande de monnaie. Lorsque le choc budgétaire est identifié à partir

du solde public, les réponses des différentes variables ne sont plus significatives. Cependant,

l’estimation fait ressortir une forte autocorrélation des résidus qui ne peut être généralement

corrigée13.

Il faut en outre noter l’absence d’effet des chocs monétaire et budgétaire sur l’output

gap. Toutefois, la réactivité de la Banque Centrale aux augmentations de la croissance est

forte et significative. Ceci permet, peut être, de rendre compte de l’absence de réponse de

l’output gap à la politique monétaire.

Finalement, nous intégrons l’output gap de la zone euro dans le modèle relatif aux

Etats-Unis. L’objectif est ici plus particulièrement de mettre en évidence la transmission

internationale des chocs. Les chocs sont identifiés à partir du taux des fonds fédéraux et de la

consommation des administrations rapportée au PIB. Deux méthodes d’identification sont

utilisées. La première repose sur la stratégie récursive décrite par l’équation (3) où les

variables du VAR sont successivement, l’output gap des Etats-Unis et celui de la zone euro, le

taux des fonds fédéraux, les consommations des administrations publiques américaines et le

taux de change nominal ou réel dollar / euro. L’ordre ainsi défini permet de voir si les

politiques monétaire et budgétaire des Etats-Unis ont réagi aux fluctuations

macroéconomiques de la zone euro ou si les chocs monétaires et budgétaires ont une un

impact sur l’output gap de la zone euro.

Les effets des chocs sont également mis en évidence à partir d’une décomposition

structurelle décrite par l’équation suivante :

(5)

=

S

G

i

OGZE

OGUS

S

G

i

OGZE

OGUS

bbbbbb

bbb

uuu

uu

εεε

εε

10100100001

00001

54535251

4341

3431

21

13 Il y a très certainement un problème de saisonnalité qu’il conviendra de corriger par la suite.

17

Cette décomposition implique que l’output gap des Etats-Unis ne réagit

instantanément à aucun choc mais que celui de la zone euro peut réagir à un choc sur la

croissance des Etats-Unis. Les fonctions de réaction de la Banque Centrale et du

gouvernement n’intègrent pas ici les fluctuations macroéconomiques de zone euro.

Cependant, ceci n’indique pour autant pas que les taux d’intérêt ou les dépenses publiques

sont insensibles à l’output gap de la zone euro puisqu’elles peuvent réagir avec un certain

décalage. On autorise de plus les autorités monétaires à réagir aux chocs budgétaires et

inversement. Par ailleurs le taux de change est susceptible de répondre instantanément à tous

les chocs. Notons que le modèle est suridentifié dans la mesure où onze contraintes ont été

fixées au lieu de 10. La suridentification peut être testée à partir d’un test du rapport de

vraisemblance et, pour le modèle décrit par l’équation (5), ce test indique qu’on ne peut

rejeter l’hypothèse nulle indiquant que les contraintes ne sont pas trop fortes. D’autres

décompositions alternatives, avec un nombre de coefficients libres plus élevé, ont également

été testées. Cependant, en posant par exemple 0433421 === bbb , on rejette nettement

l’hypothèse nulle du test de rapport de vraisemblance aux seuils de risque conventionnels.

A partir du modèle récursif (graphique 6), on met en évidence qu’une augmentation de

l’output gap des Etats-Unis entraîne une hausse de l’output gap de la zone euro mais que

l’inverse n’est pas vérifiée. Les autorités monétaires semblent réagir à l’activité des Etats-

Unis mais ne prennent pas en compte la conjoncture européenne dans leurs décisions. Par

ailleurs, les hausses du taux des fonds fédéraux ont un impact légèrement significatif sur

l’output gap de la zone euro après cinq trimestres. Cette hausse des taux entraîne également

une appréciation significative et persistante du dollar par rapport à l’euro14. Quant au choc

budgétaire, il induit une dépréciation du dollar. Celle-ci n’est significative qu’après six

trimestres et persiste ensuite pendant huit trimestres. Par ailleurs, une politique budgétaire

expansionniste dégrade la conjoncture aux Etats-Unis à court terme mais l’effet est inversé

après un an et demi. Les effets sur l’output gap de la zone euro sont qualitativement

identiques mais ne semblent pas significatifs.

La décomposition de la variance du taux de change nominal fait apparaître une forte

contribution des chocs de politique monétaire et budgétaire (voir tableau 3). L’erreur de

14 Les effets sont identiques que l’on considère le taux nominal ou réel (voir graphique 6)

18

prévision après deux années est expliquée, à plus de 50%, par ces deux chocs. Ces résultats

sont assez proches de ceux mis en évidence dans le tableau 1. Par ailleurs, lorsque l’ordre des

instruments de politique économique est inversé15, la contribution des chocs de demande

publique devient prépondérante et atteint un pic de 50% après quatre années16.

Tableau 3 : Etats-Unis

Décomposition de la variance du taux de change nominal dollar / euro Horizon Output gap

US Output gap Zone euro

Taux monétaire

Consommations publiques

Taux de change nominal

4 8 12 16 20 24

4.72 3.12 2.39 2.99 11.55 13.87

4.89 3.02 5.90 5.04 6.23 8.60

17.13 26.07 34.05 35.40 34.24 34.40

2.42 22.50 29.94 34.00 24.69 25.42

70.84 45.28 27.72 22.56 18.28 17.71

Le modèle structurel décrit par l’équation (5) ne modifie pas les résultats obtenus

précédemment. Ainsi, une amélioration de la conjoncture aux Etats-Unis se transmet

positivement à la zone euro et entraîne une hausse du taux des fonds fédéraux. De même, un

choc de taux a des effets négatifs sur l’output gap de la zone euro et induit une appréciation

du dollar qui dure approximativement trois année tandis qu’une politique budgétaire

expansionniste entraîne une dépréciation mais, qui n’est pas instantanée. A l’opposé, la

conjoncture européenne ne crée aucune réaction des autorités monétaires et budgétaires des

Etats-Unis et ne se transmet pas à l’output gap. Logiquement, la décomposition de la variance

du taux de change nominal ou même réel ne laisse pas apparaître de changements entre les

deux méthodes de décomposition.

5. Conclusion

Au terme de cette analyse des fonctions de réponse des variables de change et

d’activité aux chocs monétaires et budgétaires, plusieurs conclusions semblent pouvoir

émerger :

15 Le taux monétaire est placé après les dépenses publiques. 16 Ces résultats ne sont pas reproduits ici.

19

i)Si les chocs de politique monétaire sont identifiés à partir des variations des taux monétaire,

une hausse des taux entraîne une appréciation nominale et réelle de la monnaie du pays à

l’origine du choc. Le résultat relatif au taux de change nominal semble solide et confirme

ainsi l’ensemble des contributions théoriques.

ii)Les chocs de politique budgétaire expansionnistes provoquent une dépréciation de la

monnaie que le choc soit identifié à partir des soldes budgétaires ou des consommations des

administrations publiques.

Ces deux résultats sont mis en évidence dans de nombreux modèles récents

développés à la suite d’Obstfeld et Rogoff (1995). Ils contredisent ainsi l’analyse

traditionnelle à la Mundell-Fleming-Dornbusch par rapport à l’effet des chocs budgétaires.

iii)Par contre, il semble très difficile de mettre en évidence des effets significatifs des chocs

sur l’output gap. Il a seulement été possible de souligner la significativité de la baisse de

l’activité européenne à une hausse du taux des fonds fédéraux américains. De même, une

politique budgétaire expansionniste aux Etats-Unis a des effets, négatifs à court terme et

positifs à moyen terme, sur la conjoncture européenne. Ce résultat est surprenant dans la

mesure où ces mêmes chocs semblent sans effets sur l’output gap des Etats-Unis.

iv)Les réponses du taux de change réel sont strictement identiques à celle du taux de change

nominal. Même si on ne parvient pas à faire ressortir un phénomène de surajustement à la

Dornbusch (1976) également mis en évidence par Betts et Devereux (2000), il semble difficile

de croire à l’hypothèse de neutralité des chocs, et en particulier des chocs monétaires, sur le

taux de change réel.

v)Finalement, le choix des instruments de politique économique ne semble pas être neutre.

Cependant, l’analyse doit être sur ce point approfondie, et toute conclusion en la matière

serait hâtive. Actuellement, il semble simplement que les effets de la politique monétaire sont

mieux mis en évidence lorsque l’instrument est le taux d’intérêt.

20

Graphique 1 : Zone euro / Etats-Unis

Réponse de

Cho

c su

r

OG

IN

GY

S

OG

OG

IN

IN

GY

GY

S

S

0 5 1 0 1 5 2 0-0.050

-0.025

0 .000

0 .025

0 .050

0 .075

0 5 1 0 1 5 2 0-0.050

-0.025

0 .000

0 .025

0 .050

0 .075

0 5 1 0 1 5 2 0-0.050

-0.025

0 .000

0 .025

0 .050

0 .075

0 5 1 0 1 5 2 0-0.050

-0.025

0 .000

0 .025

0 .050

0 .075

0 5 1 0 1 5 2 0-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0 .00

0.25

0.50

0.75

0 5 1 0 1 5 2 0-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0 .00

0.25

0.50

0.75

0 5 1 0 1 5 2 0-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0 .00

0.25

0.50

0.75

0 5 1 0 1 5 2 0-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0 .00

0.25

0.50

0.75

0 5 1 0 1 5 2 0-0.015

-0.010

-0.005

0 .000

0 .005

0 .010

0 .015

0 5 1 0 1 5 2 0-0.015

-0.010

-0.005

0 .000

0 .005

0 .010

0 .015

0 5 1 0 1 5 2 0-0.015

-0.010

-0.005

0 .000

0 .005

0 .010

0 .015

0 5 1 0 1 5 2 0-0.015

-0.010

-0.005

0 .000

0 .005

0 .010

0 .015

0 5 1 0 1 5 2 0-0.042

-0.028

-0.014

-0.000

0 .014

0 .028

0 .042

0 .056

0 5 1 0 1 5 2 0-0.042

-0.028

-0.014

-0.000

0 .014

0 .028

0 .042

0 .056

0 5 1 0 1 5 2 0-0.042

-0.028

-0.014

-0.000

0 .014

0 .028

0 .042

0 .056

0 5 1 0 1 5 2 0-0.042

-0.028

-0.014

-0.000

0 .014

0 .028

0 .042

0 .056

21

Graphique 2 : Zone euro / Etats-Unis

Réponse de

Cho

c su

r

OG

INALL

GY

S

OG

OG

INALL

INALL

GY

GY

S

S

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050

-0 .025

0 . 0 0 0

0 . 0 2 5

0 . 0 5 0

0 . 0 7 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050

-0 .025

0 . 0 0 0

0 . 0 2 5

0 . 0 5 0

0 . 0 7 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050

-0 .025

0 . 0 0 0

0 . 0 2 5

0 . 0 5 0

0 . 0 7 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .050

-0 .025

0 . 0 0 0

0 . 0 2 5

0 . 0 5 0

0 . 0 7 5

0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00

-0 .75

-0 .50

-0 .25

0 . 0 0

0 . 2 5

0 . 5 0

0 . 7 5

1 . 0 0

1 . 2 5

0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00

-0 .75

-0 .50

-0 .25

0 . 0 0

0 . 2 5

0 . 5 0

0 . 7 5

1 . 0 0

1 . 2 5

0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00

-0 .75

-0 .50

-0 .25

0 . 0 0

0 . 2 5

0 . 5 0

0 . 7 5

1 . 0 0

1 . 2 5

0 5 1 0 1 5 2 0-1 .00

-0 .75

-0 .50

-0 .25

0 . 0 0

0 . 2 5

0 . 5 0

0 . 7 5

1 . 0 0

1 . 2 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010

-0 .005

0 . 0 0 0

0 . 0 0 5

0 . 0 1 0

0 . 0 1 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010

-0 .005

0 . 0 0 0

0 . 0 0 5

0 . 0 1 0

0 . 0 1 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010

-0 .005

0 . 0 0 0

0 . 0 0 5

0 . 0 1 0

0 . 0 1 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .010

-0 .005

0 . 0 0 0

0 . 0 0 5

0 . 0 1 0

0 . 0 1 5

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06

-0 .04

-0 .02

0 . 0 0

0 . 0 2

0 . 0 4

0 . 0 6

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06

-0 .04

-0 .02

0 . 0 0

0 . 0 2

0 . 0 4

0 . 0 6

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06

-0 .04

-0 .02

0 . 0 0

0 . 0 2

0 . 0 4

0 . 0 6

0 5 1 0 1 5 2 0-0 .06

-0 .04

-0 .02

0 . 0 0

0 . 0 2

0 . 0 4

0 . 0 6

22

Graphique 3 : Zone euro / Etats-Unis (modèle structurel)

Réponse de

Ch

oc

sur

OG

IN

GY

S

OG

OG

IN

IN

GY

GY

S

S

0 5 10 15 20

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

0 5 10 15 20

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

0 5 10 15 20

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

0 5 10 15 20- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

0 5 10 15 20

-0.012

-0.008

-0.004

0.000

0.004

0.008

0.012

0.016

0 5 10 15 20

-0.012

-0.008

-0.004

0.000

0.004

0.008

0.012

0.016

0 5 10 15 20

-0.012

-0.008

-0.004

0.000

0.004

0.008

0.012

0.016

0 5 10 15 20-0.012

-0.008

-0.004

0.000

0.004

0.008

0.012

0.016

0 5 10 15 20

-0.048

-0.032

-0.016

0.000

0.016

0.032

0.048

0.064

0 5 10 15 20

-0.048

-0.032

-0.016

0.000

0.016

0.032

0.048

0.064

0 5 10 15 20

-0.048

-0.032

-0.016

0.000

0.016

0.032

0.048

0.064

0 5 10 15 20-0.048

-0.032

-0.016

0.000

0.016

0.032

0.048

0.064

Réponse de

Ch

oc

sur

OG

INALL

GY

S

OG

OG

INALL

INALL

GY

GY

S

S

0 5 10 15 20-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

0 5 10 15 20-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

0 5 10 15 20-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

0 5 10 15 20-1.00

-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0 5 10 15 20-0.06

-0.04

-0.02

0.00

0.02

0.04

0.06

0 5 10 15 20-0.06

-0.04

-0.02

0.00

0.02

0.04

0.06

0 5 10 15 20-0.06

-0.04

-0.02

0.00

0.02

0.04

0.06

0 5 10 15 20-0.06

-0.04

-0.02

0.00

0.02

0.04

0.06

23

Graphique 4 : Zone euro / Etats-Unis ( taux court allemand et solde budgétaire)

Réponses de

Ch

oc

sur

OG

INALL

SOLDEY

S

OG

OG

INALL

INALL

SOLDEY

SOLDEY

S

S

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.05

0 .00

0 .05

0 .10

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.05

0 .00

0 .05

0 .10

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.05

0 .00

0 .05

0 .10

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.05

0 .00

0 .05

0 .10

0 5 1 0 1 5 2 0-3

-2

-1

0

1

2

3

0 5 1 0 1 5 2 0-3

-2

-1

0

1

2

3

0 5 1 0 1 5 2 0-3

-2

-1

0

1

2

3

0 5 1 0 1 5 2 0-3

-2

-1

0

1

2

3

0 5 1 0 1 5 2 0-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

-0.0

0 .2

0 .4

0 .6

0 .8

0 5 1 0 1 5 2 0-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

-0.0

0 .2

0 .4

0 .6

0 .8

0 5 1 0 1 5 2 0-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

-0.0

0 .2

0 .4

0 .6

0 .8

0 5 1 0 1 5 2 0-1.0

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

-0.0

0 .2

0 .4

0 .6

0 .8

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.08

-0.06

-0.04

-0.02

0 .00

0 .02

0 .04

0 .06

0 .08

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.08

-0.06

-0.04

-0.02

0 .00

0 .02

0 .04

0 .06

0 .08

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.08

-0.06

-0.04

-0.02

0 .00

0 .02

0 .04

0 .06

0 .08

0 5 1 0 1 5 2 0-0.10

-0.08

-0.06

-0.04

-0.02

0 .00

0 .02

0 .04

0 .06

0 .08

24

Graphique 5 : Etats-Unis (Taux des fonds fédéraux et taux de croissance de M3)

Réponse de

Cho

c su

r

OG

IN

GY

S

OG

OG

IN

IN

GY

GY

S

S

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

1.50

0 5 10 15 20-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

1.50

0 5 10 15 20-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

1.50

0 5 10 15 20-0.75

-0.50

-0.25

0.00

0.25

0.50

0.75

1.00

1.25

1.50

0 5 10 15 20-0.0070

-0.0035

0.0000

0.0035

0.0070

0.0105

0.0140

0.0175

0 5 10 15 20-0.0070

-0.0035

0.0000

0.0035

0.0070

0.0105

0.0140

0.0175

0 5 10 15 20-0.0070

-0.0035

0.0000

0.0035

0.0070

0.0105

0.0140

0.0175

0 5 10 15 20-0.0070

-0.0035

0.0000

0.0035

0.0070

0.0105

0.0140

0.0175

0 5 10 15 20-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0.06

0 5 10 15 20-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0.06

0 5 10 15 20-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0.06

0 5 10 15 20-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0.06

Réponse de

Ch

oc

sur

OG

M3

GY

S

OG

OG

M3

M3

GY

GY

S

S

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0.125

0 5 10 15 20- 2 . 0

- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20- 2 . 0

- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20- 2 . 0

- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20- 2 . 0

- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

25

Graphique 6 : Transmission internationale des chocs de politique économique des Etats- Unis

(Décomposition de Choleski)

Réponse de

Ch

oc

sur

OGUS

OGZE

IN

GY

S

OGUS

OGUS

OGZE

OGZE

IN

IN

GY

GY

S

S

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0.075

-0.050

-0.025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0.027

-0.018

-0.009

0.000

0.009

0.018

0.027

0.036

0 5 10 15 20-0.027

-0.018

-0.009

0.000

0.009

0.018

0.027

0.036

0 5 10 15 20-0.027

-0.018

-0.009

0.000

0.009

0.018

0.027

0.036

0 5 10 15 20-0.027

-0.018

-0.009

0.000

0.009

0.018

0.027

0.036

0 5 10 15 20-0.027

-0.018

-0.009

0.000

0.009

0.018

0.027

0.036

0 5 10 15 20-1 .5

-1 .0

-0 .5

0.0

0.5

1.0

1.5

0 5 10 15 20-1 .5

-1 .0

-0 .5

0.0

0.5

1.0

1.5

0 5 10 15 20-1 .5

-1 .0

-0 .5

0.0

0.5

1.0

1.5

0 5 10 15 20-1 .5

-1 .0

-0 .5

0.0

0.5

1.0

1.5

0 5 10 15 20-1 .5

-1 .0

-0 .5

0.0

0.5

1.0

1.5

0 5 10 15 20-0.015

-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.015

-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.015

-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.015

-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.015

-0.010

-0.005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0 5 10 15 20-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0 5 10 15 20-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0 5 10 15 20-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

0 5 10 15 20-0.04

-0.03

-0.02

-0.01

0.00

0.01

0.02

0.03

0.04

0.05

Réponse de

Ch

oc

sur

OGUS

OGZE

IN

GY

Q

OGUS

OGUS

OGZE

OGZE

IN

IN

GY

GY

Q

Q

0 5 10 15 20-0 .075

-0 .050

-0 .025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0 .075

-0 .050

-0 .025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0 .075

-0 .050

-0 .025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0 .075

-0 .050

-0 .025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20-0 .075

-0 .050

-0 .025

0.000

0.025

0.050

0.075

0.100

0 5 10 15 20- 0 . 0 3

- 0 . 0 2

- 0 . 0 1

0 .00

0.01

0.02

0.03

0.04

0 5 10 15 20- 0 . 0 3

- 0 . 0 2

- 0 . 0 1

0 .00

0.01

0.02

0.03

0.04

0 5 10 15 20- 0 . 0 3

- 0 . 0 2

- 0 . 0 1

0 .00

0.01

0.02

0.03

0.04

0 5 10 15 20- 0 . 0 3

- 0 . 0 2

- 0 . 0 1

0 .00

0.01

0.02

0.03

0.04

0 5 10 15 20- 0 . 0 3

- 0 . 0 2

- 0 . 0 1

0 .00

0.01

0.02

0.03

0.04

0 5 10 15 20- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20- 1 . 5

- 1 . 0

- 0 . 5

0 . 0

0 . 5

1 . 0

1 . 5

0 5 10 15 20-0 .015

-0 .010

-0 .005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0 .015

-0 .010

-0 .005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0 .015

-0 .010

-0 .005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0 .015

-0 .010

-0 .005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0 .015

-0 .010

-0 .005

0.000

0.005

0.010

0.015

0.020

0 5 10 15 20-0 .036

-0 .024

-0 .012

-0 .000

0.012

0.024

0.036

0.048

0 5 10 15 20-0 .036

-0 .024

-0 .012

-0 .000

0.012

0.024

0.036

0.048

0 5 10 15 20-0 .036

-0 .024

-0 .012

-0 .000

0.012

0.024

0.036

0.048

0 5 10 15 20-0 .036

-0 .024

-0 .012

-0 .000

0.012

0.024

0.036

0.048

0 5 10 15 20-0 .036

-0 .024

-0 .012

-0 .000

0.012

0.024

0.036

0.048

26

Graphique 7 : Transmission internationale des chocs de politique économique des Etats- Unis

(Décomposition structurelle

Réponse de

Ch

oc

sur

OGUS

OGZE

IN

GY

S

OGUS

OGUS

OGZE

OGZE

IN

IN

GY

GY

S

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