Banques centrales et prix d'actifs : une étude empirique - article ; n°4 ; vol.16, pg 25-59

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Revue française d'économie - Année 2002 - Volume 16 - Numéro 4 - Pages 25-59
Cet article cherche à déterminer si diverses variables financières sont activement prises en compte par les banques centrales. Les estimations ne permettent pas d'affirmer qu'elles ont été influencées par l'évolution des cours boursiers, à l'exception de la Banque du Japon. Qui plus est, les autorités monétaires nipponnes ont eu un comportement asymétrique à l'égard du cours des actions, une chute de ces dernières entraînant une baisse des taux directeurs plus forte que le relèvement des taux induit par une hausse des cours. Contrairement à ce qu'indiquent Bernanke et Gert- ler [1999], ce ne serait pas tant l'introduction de variables financières dans les règles monétaires qui poserait un problème de stabilité macroéconomique, mais le comportement asymétrique des banques centrales à leur égard, qui crée un aléa moral et cautionne les excès financiers qu'elles souhaitent a priori combattre.
This research aims at determining whether some financial assets are actively taken into account by central banks. According to the estimations, central banks do not seem to be reactive to share indexes, except the Bank of Japan. Moreover, Japanese monetary authorities have had an asymmetric behaviour towards stock returns. This result tends to confirm the conclusions of Cecchetti et al. [2000] which assert that financial assets must be taken into account for an optimal monetary policy. Because if they are right and if the Bank of Japan is partly responsible for the Japanese financial instability of the last decade, the latter did not occur because of the introduction of the share index in the Japanese monetary rule — contrary to what Bernanke & Gertler [1999] affirm -but because of the asymmetric behaviour of the BoJ. In effect, this conduct creates a moral hazard and induces financial excesses that authorities want to fight initially.
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Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.

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Publié le 01 janvier 2002
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Grégory Levieuge
Banques centrales et prix d'actifs : une étude empirique
In: Revue française d'économie. Volume 16 N°4, 2002. pp. 25-59.
Résumé
Cet article cherche à déterminer si diverses variables financières sont activement prises en compte par les banques centrales.
Les estimations ne permettent pas d'affirmer qu'elles ont été influencées par l'évolution des cours boursiers, à l'exception de la
Banque du Japon. Qui plus est, les autorités monétaires nipponnes ont eu un comportement asymétrique à l'égard du cours des
actions, une chute de ces dernières entraînant une baisse des taux directeurs plus forte que le relèvement des taux induit par
une hausse des cours. Contrairement à ce qu'indiquent Bernanke et Gert- ler [1999], ce ne serait pas tant l'introduction de
variables financières dans les règles monétaires qui poserait un problème de stabilité macroéconomique, mais le comportement
asymétrique des banques centrales à leur égard, qui crée un aléa moral et cautionne les excès financiers qu'elles souhaitent a
priori combattre.
Abstract
This research aims at determining whether some financial assets are actively taken into account by central banks. According to
the estimations, central banks do not seem to be reactive to share indexes, except the Bank of Japan. Moreover, Japanese
monetary authorities have had an asymmetric behaviour towards stock returns. This result tends to confirm the conclusions of
Cecchetti et al. [2000] which assert that financial assets must be taken into account for an optimal monetary policy. Because if
they are right and if the Bank of Japan is partly responsible for the Japanese financial instability of the last decade, the latter did
not occur because of the introduction of the share index in the monetary rule — contrary to what Bernanke & Gertler
[1999] affirm -but because of the asymmetric behaviour of the BoJ. In effect, this conduct creates a moral hazard and induces
financial excesses that authorities want to fight initially.
Citer ce document / Cite this document :
Levieuge Grégory. Banques centrales et prix d'actifs : une étude empirique. In: Revue française d'économie. Volume 16 N°4,
2002. pp. 25-59.
doi : 10.3406/rfeco.2002.1520
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/rfeco_0769-0479_2002_num_16_4_1520Gregory
LEVIEUGE
Banques centrales
et prix d'actifs :
une étude empirique
lors que dans l'environne
ment financier prévalant jusqu'à la moitié des années 1980 la monn
aie pouvait se définir comme la somme des passifs des établi
ssements de crédit, les mutations financières orchestrées depuis
ont considérablement bouleversé cette définition. Partant, le
rythme de croissance monétaire qui jouissait du statut d'object
if intermédiaire de la politique monétaire a dû être abandonné,
Revue française d'économie, n° 4/vol XVI 26 Gregory Levieuge
en raison de la confusion des informations fournies par les agré
gats. Les stratégies de politique monétaire, qui supposaient jus
qu'alors qu'en contrôlant la croissance monétaire les banques
centrales parviendraient à maîtriser l'inflation, consistent désor
mais à fixer un objectif quantitatif d'inflation que les autorités
monétaires cherchent à atteindre directement. Cette transfo
rmation dans la conduite de la politique monétaire n'est pas
exempte de difficultés pratiques ; ne serait-ce qu'en raison des
délais d'action, les décisions des banques centrales doivent se
fonder sur l'anticipation des conditions économiques devant
prévaloir à un certain horizon. Or, prévoir l'évolution des prix
n'est pas une tâche aisée, d'autant plus qu'il n'existe pas de lien
direct entre l'inflation et les instruments dont disposent les
banques centrales. En réponse à cela, les banques centrales s'e
fforcent de traiter une information suffisamment vaste, fondée sur
des données d'enquêtes de conjoncture, des enseignements issus
de modèles macro-économétriques, des prévisions diverses, etc.
A cela peuvent venir s'ajouter certaines variables financières (taux
d'intérêt, taux de change, structure par terme des taux, cours bours
iers et immobiliers, etc.), fortes de leur capacité prédictive.
Dans la lignée de Borio, Kennedy et Pfowse [1994], on
observe que la plus grande stabilité du niveau général des prix
coïncide avec une plus forte volatilité des prix d'actifs, et une plus
forte instabilité financière. Or, qu'il s'agisse de chocs sur le taux
de change, les cours boursiers ou les taux d'intérêt, les mouvements
de prix d'actifs se trouvent amplifiés par l'effet qu'ils exercent sur
la richesse et les conditions de financement des agents. Par exemple,
suite à un krach boursier, les intermédiaires financiers et les banques
voient leur richesse nette chuter avec la baisse de la valeur des
actifs et des dettes cotées sur les marchés. Par conséquent, les
banques réduisent et limitent leur offre de crédit aux seules entre
prises capables de proposer des garanties financières suffisantes. En
d'autres termes, la « marchéisation » des bilans bancaires rend ces
intermédiaires financiers plus sensibles aux fluctuations de prix d'act
ifs, ce qui d'une part tend à amplifier les cycles conjoncturels et
d'autre part fait peser sur l'économie un risque systémique accru.
Le mécanisme d'accélérateur financier constitue donc un puis-
Revue française d'économie, n° 4/vol XVI Levieuge 27 Gregory
sant vecteur de transmission des chocs de la sphère financière à la
sphère réelle, auquel viennent s'ajouter les effets de richesse. La
pugnacité de ces mécanismes explique les difficultés financières que
le Japon endure depuis une dizaine d'années. Et c'est d'ailleurs parce
qu'il s'inquiétait de la montée brutale et ininterrompue des cours
boursiers que A. Greenspan dénonçait publiquement en 1996
« l'exubérance irrationnelle » des marchés financiers. Pour ces rai
sons, les prix d'actifs sont susceptibles d'être activement pris en
compte dans la conduite de la politique monétaire.
La question de la relation entre politique monétaire et prix
d'actifs a connu une avancée théorique et normative significative
avec les contributions de Bernanke et Gertler [1999] et de Cecchetti
et al. [2000]. Les premiers ont montré, à l'aide d'un modèle repro
duisant les mécanismes d'accélérateur financier et d'effets de richesse,
que la règle monétaire optimale en termes de stabilisation de l'in
flation et de l'output gap est une règle de type cible d'inflation sans
référence aucune aux prix d'actifs (en l'occurrence aux cours bours
iers). La prise en compte explicite des prix d'actifs serait plutôt de
nature à perturber la stabilité de l'économie. Partant du même
modèle, les seconds démontrent qu'il suffit d'introduire l'output
gap dans la règle monétaire pour évincer ces problèmes d'instabil
ité ; les simulations alors effectuées indiquent qu'une règle intégrant
l'évolution des prix d'actifs est plus efficace règle ayant l'in
flation et l'output gap pour seuls objectifs.
Toutefois, peu de travaux empiriques — si ce n'est ceux
de Smets [1997] — se sont interrogés sur le comportement effec
tif des banques centrales à l'égard des variables financières. Or
les études menées par Mylonas et Schich [1999] et par Roger et
Sterne [1999] sous forme de questionnaire nous enseignent que
de nombreuses banques centrales reconnaissent recourir aux
informations de marché, pour obtenir des renseignements sur les
chocs, sur l'inflation future et sur la crédibilité de la politique
monétaire. Seules cinq des vingt banques centrales interrogées par
Roger et Sterne [1999] affirment négliger les évolutions financ
ières. De même, Sterne [1999] relève qu'un nombre croissant
de banques centrales jugerait effectivement utile de contrôler les
incidences des évolutions du change sur l'inflation.
Revue française d'économie, n° 4/vol XVI 28 Gregory Levieuge
S 'inspirant par ailleurs des travaux de Clarida, Gali et Gert-
ler [1998], cet article vise à examiner ces résultats en estimant
les fonctions de réaction de certaines banques centrales où seront
introduites diverses variables financières. Autrement dit, si effe
ctivement les banques centrales reconnaissent la nécessité de
prendre en compte les prix d'actifs, que ce soit pour des motifs
de stabilisation macro-économique ou de recherche d'informat
ion, est-ce que ce recours aux informations de marché est su
ffisamment éloquent pour être révélé par l'estimation de leur
fonction de réaction ? Contrairement à Bernanke et Gertler
[1999], nous ne nous contenterons pas des seuls cours boursiers
et soumettrons ces tests à davantage de pays.
Après avoir spécifié le type de règle monétaire étudié, et
détaillé la technique d'estimation utilisée, nous procéderons dans
un premier temps à l'estimation de fonction de réaction des
pays du G3, puis dans un second temps à celle de l'Australie, de
la Nouvelle-Zélande et du Canada, trois pays qui ont en com
mun l'adoption au début des années 1990 d'une stratégie de
cible d'inflation, mais selon des modalités différentes. Parce qu'il
est nécessaire de s'interroger sur la vraisemblance des résultats,
eu égard à la spécification établie en début d'article, nous nous
efforcerons plus loin de tester leur robustesse. Enfin nous revien
drons en dernière partie sur l'interprétation des résultats éco
nométriques et chercherons à déceler la présence d'un compor
tement asymétrique de la Banque du Japon — la seule qui semble
sensible aux évolutions boursières — à l'égard des cours boursiers.
Les effets d'une telle asymétrie sont également discutés1.
Spécification et méthode d'estimation
des fonctions de réaction
Dans la lignée des travaux entrepris depuis Taylor [1993], on peut
définir une règle monétaire de la façon suivante :
Revue française d'économie, n° 4/vol XVI Levieuge 29 Gregory
г* = 1 + P[E(Kt+n lílj-n*] + у [ECyjQJ-y*] (1)
On suppose que les autorités monétaires définissent un
sentier d'évolution pour le taux d'intérêt de court terme r* comp
atible avec l'objectif final de stabilité des prix. La valeur recher
chée de r* dépend d'une part de l'écart entre l'inflation antici
pée à l'horizon t+n à sa cible 7Г* et d'autre part de l'output gap
courant. T représente le taux d'intérêt nominal d'équilibre de long
terme, y* définit le produit potentiel. E est l'opérateur d'espé
rance, conditionnel à l'ensemble de l'information Q, disponible
à l'instant t où la banque centrale prend une décision.
Comme le soulignent Judd et Rudebusch [1998], résu
mer le comportement des banques centrales à l'aune d'une règle
de Taylor se contentant de caractériser la réaction des autorités
monétaires aux variations de prix et à l'output gap peut appar
aître réducteur. Mais un grand nombre d'études suggèrent qu'en
dépit de leur simplicité, les spécifications de type Taylor sont
capables de capter les orientations essentielles des régimes s'at-
tachant les services d'un grand nombre de variables. Néanmoins,
la définition (1) ne saurait correctement décrire le comportement
effectif des banques centrales sans l'introduction d'une forme de
gradualisme. De nombreux travaux, en effet, montrent que les
autorités monétaires s'efforcent de lisser l'évolution de leurs taux
directeurs.
Ce comportement peut être reproduit en supposant que
le taux d'intérêt suit un processus d'ajustement AR(1) tel que :
rt=(l- p)r* + pr^j + Ůt (2)
où le coefficient pe [0,1] traduit le « degré de gradualisme » des
autorités monétaires, ů représente un choc aléatoire caractérisant
leur contrôle imparfait sur le taux ciblé ou l'ajustement discré
tionnaire du taux directeur.
On pose a = 7 - p7T* et x =yt -y*. En combinant (1)
avec l'ajustement partiel défini par (2), la fonction de réaction
devient :
Revue française d'économie, n° 4/vol XVI 30 Gregory Levieuge
rt=(l- p) {a + pnf+„ + PfEt(Kt+
j - xJJ + prt_j + ů,
On élimine enfin les variables anticipées en réécrivant la
règle en termes de variables réalisées, afin d'obtenir la spécifica
tion qui sera estimée :
rt=(l - p)[a + pnt+n + yxj + prtA + et (3)
avec £t= (1- p) {f}[(Eftt+n lil) - 7ttJ + y[E/xt I&J - xJJ+ůt
Le terme d'erreur est alors une combinaison linéaire des erreurs
de prévision d'inflation et de production à laquelle s'ajoute le choc
Ů. Les coefficients a, Д /et p sont estimés suivant la méthode
des moments généralisés en deux étapes. Un vecteur de variables
instrumentales orthogonales à £est défini afin d'instrumenter les
variables explicatives et de résoudre les problèmes potentiels
d'endogénéité. Florens et al. [2001] montrent que cette méthode
d'estimation est performante pour estimer des fonctions de réac
tion de type (3). Si le nombre d'observations est assez grand —
ce qui est le cas en données mensuelles sur une vingtaine d'an
nées — les estimateurs obtenus sont semblables à ceux du max
imum de vraisemblance.
L'objet de cet article étant d'estimer dans quelles mesures
certaines informations de marché sont prises en compte par les
autorités monétaires, d'autres variables explicatives z;t seront
introduites dans la fonction de réaction estimée. En fait, la règle
(3) servira uniquement de référence (modèle de base) et c'est l'e
stimation de la spécification (4) suivante qui fera l'objet d'une
attention particulière :
rt=(l - p)[a + pjit+n + yxt + 0zJ+ prt.j + et (4)
avec et = (1 - p) {fP(Et7Tt+n I QJ - KtJ + yfE/xJuJ - xj
La fonction de réaction ainsi obtenue peut se définir
comme une règle augmentée d'un facteur discrétionnaire
(ůt). Conformément à Clarida et al. [1998], nous utilisons
Revue française d'économie, n° 4/vol XVI Levieuge 3 1 Gregory
des données mensuelles, plus riches en information qu'en fr
équence trimestrielle dans la mesure où il n'est pas rare que
les autorités monétaires soient amenées à modifier leurs taux
plusieurs fois de suite au cours d'un trimestre. Néanmoins,
ce choix impose l'utilisation de la production industrielle plu
tôt que celle du PIB pour calculer l'output gap. Ce dernier
peut être obtenu de diverses manières. Nous retenons la
méthode utilisée par Clarida et al. [1998] qui consiste à
régresser l'indice de production industrielle (en log) sur un
trend quadratique. Le résidu de cette régression représente
l'output gap. Le taux d'inflation annuel est obtenu à partir
des indices de prix à la consommation. Le taux d'intérêt
directeur est le taux des fonds fédéraux pour les Etats-Unis,
le taux au jour le jour pour l'Allemagne et le taux « call-
money » pour le Japon. La période initiale des estimations
correspond approximativement à la date à partir de laquelle
ces pays ont clairement orienté leur politique monétaire à
des fins de désinflation. Pour ces trois pays, cela correspond
au début des années 1980. Pour les pays ayant adopté une
stratégie de cible d'inflation (étudiés plus loin) au début
des années 1990, les estimations porteront naturellement
sur cette seule décennie. Les variables zi suivantes sont rete
nues :
• L'évolution, au cours du trimestre passé du spread de taux
défini comme l'écart entre les taux d'intérêt à 10 ans (sur titres
publics) et le taux d'intérêt à 3 mois.
• L'évolution au cours du trimestre passé du taux d'intérêt de long
terme domestique.
• Le taux de croissance annuel de l'indice boursier défini par la
différence logarithmique des indices en glissement annuel.
• Le taux de croissance semestriel du taux de change (coté au cer
tain pour le pays étudié). Suivant la règle estimée, nous consi
dérons le taux de change vis-à-vis du dollar, du yen et / ou de
l'euro.
• L'évolution au cours du trimestre passé du taux d'intérêt de long
terme américain.
Revue- fr.nu.iisi- ďčionomiť. n" 1Лм1 \\ I 32 Gregory Levieuge
De nombreuses contributions ont étudié le contenu
informationnel de la pente de la courbe des taux et s'accordent
à conclure qu'il constitue un indicateur avancé fiable, aussi bien
pour prévoir l'évolution de la production (Dotsey [1998]) que
celle des prix (Estrella et Mishkin [1997]). Certes, ces travaux
traitent du spread et pas de sa croissance trimestrielle. C'est
pourtant cette dernière qui est retenue ici, pour deux raisons.
D'abord, les tests de stationnante n'ont pas permis de rejeter
l'existence d'une racine unitaire dans les séries de spread sur
la période d'étude (quel que soit le pays étudié). Sa croissance
trimestrielle est en revanche stationnaire. Ensuite, il est peu pro
bable que les autorités monétaires réagissent aux évolutions à
très court terme des variables financières. En effet, une réac
tion systématique impliquerait une volatilité du taux directeur
aussi forte que celle des prix d'actifs, et n'est donc pas sou
haitable. Une réaction à une évolution clairement identifiée du
spread est a priori plus plausible, sous peine sinon de répondre
à des écarts de taux parfois « accidentels ». Ce raisonnement
explique pourquoi les autres variables financières sont égal
ement considérées en différence sur une période de court-moyen
terme. L'interprétation du contenu prédictif de la croissance
trimestrielle du spread demeure analogue : une évolution posi
tive (négative) annonce une croissance de la production indust
rielle (récession) et une hausse (baisse) des prix. Si le spread
de taux est significatif, 9 doit être positif.
La prise en compte de l'évolution du taux d'intérêt de long
terme est également envisagée. D'une part, il constitue un indi
cateur des conditions de crédit et d'autre part, il peut fournir des
enseignements assez utiles quant aux anticipations de marché
concernant l'inflation future et en particulier les épisodes ď
« inflation scares » (Goodfriend [1995], Smets et Tsatsanoris
[1997]). Une fois de plus, l'évolution trimestrielle semble être a
priori un assez bon compromis entre le risque d'agir trop tard et
celui d'agir à mauvais escient. Il permet en outre de manipuler
une série stationnaire.
Le taux de croissance annuel des indices boursiers consti
tue une autre variable susceptible d'influencer la conduite de
t\..i w i Levieuge 33 Gregory
la politique monétaire. De nombreuses études montrent que les
cours boursiers tendent à devancer les évolutions conjoncturelles
et, par extension, celles des prix. Les travaux de Mauro [2000],
par exemple, montrent que ce contenu prédictif est robuste,
quelles que soient les méthodes économétriques retenues et la
période d'estimation, et demeure significatif quand sont intro
duites d'autres variables telles que le taux d'intérêt ou la crois
sance d'un agrégat monétaire. Notons que le taux de
sance semestriel des cours immobiliers (prix moyen de
l'immobilier résidentiel) sera introduit dans la fonction de réac
tion des Etats-Unis. Deux études en particulier (FMI [2000]
et Girouard et Blondal [2001]) montrent que les prix immob
iliers sont très liés au cycle conjoncturel dans les pays indust
rialisés. Globalement, trois canaux de transmission sont sus
ceptibles d'expliquer l'incidence des évolutions boursières et
immobilières sur la sphère réelle : les effets de richesse, le ratio
Q de Tobin et le mécanisme d'accélérateur financier (Mishkin
[2001]). Les estimations de fonctions de réaction devraient
permettre de déterminer si les banques centrales intègrent ces
évolutions.
La significativité du taux de croissance semestriel du taux
de change dans la règle (4) sera également examinée. Certes, les
pays du G3 n'ont pas d'objectif explicite de change et mènent,
de l'aveu général, une politique a priori indépendante des condit
ions externes. Cependant, comme le montre l'expérience des pays
tels que le Canada ou l'Australie qui ont adopté un indicateur
des conditions monétaires comme cible opérationnelle, le change
est un canal de politique monétaire qui ne peut être complète
ment ignoré. Au-delà des arrangements de change officiels, il existe
des externalités (spillovers) qui peuvent, ne serait-ce qu'épisodi-
quement, influencer la mise en œuvre de la politique monétaire
(Jaillet et Verdelhan [1999]).
Enfin, certaines études indiquent que l'interdépendance
entre places financières s'est sensiblement accrue dans les années
1990. En ce sens, les taux d'intérêt de long terme sont de plus
en plus corrélés et il est communément admis que la causalité
se fait essentiellement dans le sens des Etats-Unis vers les autres
Revue française d'économie, n° 4/vol X\ I