Crise Financière, Politique de Déflation, Politique d`anticipations et

Crise Financière, Politique de Déflation, Politique D’anticipations et
Ciblage des Taux Longs au japon
SOUMARE Ibrahima1
Université de Rouen Haute Normandie (France)
Laboratoire CARE (Centre d’Analyse et de Recherche en Economie)
Faculté de Droit, Economie et Gestion. 3, Avenue Pasteur 76186 Rouen
Bureau : 00332 32 76 96 56
Fax :
00332 32 76 96 42
Portable : 00336 09 72 72 02
Résumé : L’expérience récente du Japon aussi bien que les niveaux bas des taux
d’intérêt constatés en Europe Occidentale et aux Etats-Unis ont alimenté le débat sur
l’efficacité de la politique monétaire lorsque l’instrument de taux de la Banque Centralele taux nominal de court terme- atteint le plancher zéro. En effet, récemment, il y’a eu des
propositions impliquant l’utilisation des taux d’intérêt nominaux de long terme pour la
conduite de la politique monétaire. Ces propositions impliquent, d’une part à une réaction
au rendement des obligations de long terme, ou plus radicalement, l’utilisation d’un taux
d’intérêt de long terme comme instrument opérationnel de politique monétaire.
L’utilisation des taux longs comme instrument de politique monétaire soulève
deux questions fondamentales : (1) l’autorité monétaire peut-elle contrôler les taux
longs ? (2) les mouvements des taux longs affectent ils l’économie ? Nous avons tenté de
répondre à ces questions à travers un modèle macro finance basé sur la structure par
terme des taux d’intérêt. Dans notre modèle macro économétrique, nous montrons que
même si la banque centrale applique une politique de taux d’intérêt zéro telle que le cas
de la Banque du Japon, la politique monétaire reste toujours efficace. Et qu’une politique
de ciblage des taux longs risque de compromettre la crédibilité et l’indépendance de la
banque centrale.
Mots clés : Banque Centrale, Taux d’intérêt 0, Structure par terme des taux,
Déflation.
JEL : C22, E43, E44, E58
Abstract: The recent experience of Japan as well as the low levels of the interest
rates noticed in Western Europe and in the United States fed the debate on the efficiency
of the monetary policy when the instrument of rate of the Central Bank-the nominal
interest rate of short term reaches the zero floor. Indeed, recently, there were proposals
involving the use of nominal long term interest rates for the conduct of monetary policy.
These proposals involve, partly a reaction to the performance of long-term bonds, or more
radically, the use of an interest rate of long-term operational instrument of monetary
policy.
The use of long-term rates as an instrument of monetary policy raises two issues: (1) the
monetary authority can do control the long-term rates? (2) The movements of long-term
rates do affect the economy? We tried to answer these questions through a macro finance
model based on term structure of interest rates. In our macro-econometric model, we
show that even if the central bank pursues a policy of zero interest rates as the case of the
Bank of Japan, monetary policy remains effective. And a policy of targeting long-term
rates could compromise the credibility and independence of the central bank.
Keywords: Central Bank, Interest rate 0, Term structure of interest rates,
Deflation
JEL : C22, E43, E44, E58
1
Email : [email protected].
1
“A financial crisis is a non-linear disruption to financial markets in which
asymmetric information problems (adverse selection and moral hazard) become
much worse, so that financial markets are unable to efficiently channel funds to
economic agents who have the most productive investment opportunities. A
financial crisis thus prevents the efficient functioning of financial markets, which
therefore leads to a sharp contraction in economic activity”. Mishkin (2001)
Le 19 mars 2001, la Banque du Japon a adopté un nouveau cadre de politique monétaire
impliquant le ciblage des réserves quantitatives détenues dans ses livres. Ce changement de
politique intervient une fois que la Banque du Japon ait baissé ses taux jusqu’au niveau 0. De ce
fait, suivant l’analyse de Keynes (1936), la politique monétaire cesse d’être un instrument
efficace lorsque l’économie est confrontée à une situation de trappe à liquidités, qui peut se
soulever lorsque les taux nominaux de court terme sont contraints par la limite inférieure zéro.
Cette idée de trappe à liquidité a conduit un certain nombre d’économistes à alléguer qu’une
expansion monétaire menée par la banque centrale devrait augmenter la demande globale même
lorsque les autorités monétaires baissent les taux d’intérêt jusqu’au niveau zéro.
Dans cette veine, lorsque les prévisions de la Banque Centrale indiquent une récession et
aussi une faible inflation ou même une déflation, la réponse appropriée est de baisser
l’instrument de taux qu’elle utilise pour mettre en œuvre sa politique monétaire. Par
conséquent, il est essentiel de souligner que si le taux nominal est bas, c'est-à-dire lorsque
l’inflation courante et l’inflation anticipée sont également basses, la Banque Centrale n’a pas
d’autres choix que de baisser les taux d’intérêt. Mais avec la déflation et les anticipations de
déflation, même un taux nominal de court terme de niveau 0 peut entraîner un taux d’intérêt réel
substantiellement positif qui est plus élevé que le niveau requis pour sortir l’économie de la
récession et de la déflation.
Partant, plusieurs canaux de transmission ont été identifiés dans le mécanisme de
transmission monétaire. Les économistes en distinguent quelques uns tels que le canal des taux
d’intérêt, du taux de change, des anticipations inflationnistes, du crédit bancaire, les effets de
bilan, et les effets de richesse, mais, il existe un accord limité sur leur fonctionnement ou leur
importance relative.
Lorsqu’une économie rentre dans une récession, telle que le cas du Japon à la fin des
années 90, la politique monétaire et les différents canaux de transmission reçoivent des signaux
particuliers. De ce fait, deux facteurs rendent la compréhension du mécanisme monétaire plus
importante. D’abord, la Banque du Japon (BOJ) a adopté une politique de taux 0 qui a consisté à
maintenir son instrument principal à un niveau quasiment nul. Avec une politique monétaire
contrainte par la limite inférieure 0 sur les taux nominaux de court terme, l’examen du
mécanisme de transmission monétaire peut fournir quelques éclaircissements sur l’efficacité des
politiques dans cet environnement non habituel. Ensuite la politique d’assouplissement
quantitatif adoptée par la BOJ consistait à augmenter la quantité de monnaie dans l’économie
tout en maintenant les taux nominaux de court terme à 0% jusqu’à ce que l’indice des prix à la
consommation réalise une valeur relativement positive. Lorsqu’une banque centrale ne peut pas
déterminer une cible de taux d’intérêt en dessous de 0, elle peut fournir un montant non limité
de réserves au système bancaire.
Dans cette veine, l’évaluation des actifs de long terme, tels que les obligations à long
terme et les actions, dépend de la trajectoire future des taux d’intérêt de court terme aussi bien
que du taux court courant. Les prix et les rendements d’actifs de long terme sont des
déterminants importants de comportements économiques parce qu’ils affectent les marchés
financiers et l’activité économique. Ce processus influence les anticipations futures des taux
courts des intervenants des marchés financiers. En effet, comme une alternative au ciblage de
réserves quantitatives, une Banque Centrale pourrait tenter de diminuer les taux longs lorsque
son instrument principal atteint le plancher 0. Plusieurs académiciens et banquiers centraux ont
allégué dans ce sens en affirmant que lorsque les taux courts nominaux atteignent la limite
2
inférieure 0, la Banque Centrale pourrait acheter de larges montants d’obligations d’Etat de long
terme ce qui augmente les prix de ces obligations et diminue leurs rendements
Les taux d’intérêt de long terme jouent un rôle central et potentiellement important dans
la conduite de la politique monétaire. Le mécanisme de transmission de politique monétaire est
traditionnellement perçu comme allant d’un taux d’intérêt nominal de court termegénéralement l’instrument opérationnel de politique monétaire- à un taux d’intérêt réel de long
terme qui peut influencer la demande globale. De ce fait, ce mécanisme de transmission de
canal du taux d’intérêt à long terme devient de plus en plus important lorsque les taux courts
approchent le plancher 0.
Récemment, il y’a eu des propositions impliquant l’utilisation des taux d’intérêt
nominaux de long terme pour la conduite de la politique monétaire. Ces propositions
impliquent, d’une part à une réaction au rendement des obligations de long terme, ou plus
radicalement, l’utilisation d’un taux d’intérêt de long terme comme instrument opérationnel de
politique monétaire.
En effet, dans des papiers antérieurs, nous avons eu à étudier les options qui s’offrent à
la banque centrale lorsque son instrument principal atteint la limite inférieure 0. Et dans le
sillage de ces options étudiées, une troisième option à la disposition des banques centrales
lorsque la limite 0 est atteinte est de tenter d’affecter les taux longs à la baisse en gérant les
anticipations du marché des actions futures de la politique monétaire. Cette approche de ciblage
des taux longs reflète une reconnaissance accrue de l’importance des politiques d’anticipations
en déterminant le comportement des taux d’intérêt et des prix d’actifs financiers.
Cette question a été longuement débattue dans la littérature sur la prise en compte des
prix d’actifs financiers dans la fonction de réaction des banques centrales (Wesche et Gerlach
(2008) ; Bernanke et Gertler (1999)). En d’autres termes, les banques centrales devraient-elles
donner de l’importance aux taux longs, aux cours boursiers, de terrains ou immobiliers dans la
détermination des taux courts ?
Comme analysé dans la littérature empirique, une littérature abondante sur la structure
par terme des taux d’intérêt a montré que les taux longs sont principalement déterminés par les
taux courts courants et par les anticipations du marché des taux courts futurs. Les banques
centrales contrôlent largement les taux courts courants en fixant une cible pour le taux
journalier. Ce pendant, les taux nominaux de court terme ont peu d’impact sur les décisions
d’investissement et de dépense dans le long terme.
Ainsi, les effets d’anticipations pourraient modifier les taux d’intérêt réels courant de
long terme de deux manières. D’abord, en convainquant le public que la politique monétaire
restera incitative plus longtemps que les taux d’intérêt nominaux de court terme futurs anticipés
seront plus faibles et par conséquent les taux d’intérêt nominaux de long terme. Ensuite,
convaincre le public que la politique monétaire réalisera un taux d’inflation plus élevé dans le
future, au moins en moyenne, pourrait diminuer les taux d’intérêt réels de long terme courant
anticipés, renforçant l’effet sur les taux longs anticipés d’un engagement perçu à une trajectoire
donnée pour la politique de taux.
Ces deux effets peuvent être illustrés en terme d’un simple modèle des prix des contrats
avec deux périodes. Les taux d’intérêt nominaux d’une période courant et futur anticipé
déterminent le taux d’intérêt nominal courant sur l’obligation à deux périodes. Si nous
supposons que le taux d’intérêt nominal courant d’une période ait été conduit à 0, mais que le
public prévoit un taux positif sur l’obligation à une période à la période suivante. Et dans ce cas,
si les autorités monétaires peuvent convaincre le public que leurs décisions conduiront le taux
d’une période à 0 dans la seconde période, le taux d’intérêt sur l’obligation à deux périodes
baissera dans la première période, en stimulant la demande globale.
Le premier canal opère ainsi en diminuant la politique de taux nominal future anticipé,
de ce fait en baissant les taux d’intérêt nominaux de long terme courants. Essentiellement, il
essaie de diminuer les taux nominaux davantage sur la courbe des taux, une fois que la
politique de taux ait été conduite à 0. Il dépend de la crédibilité des autorités monétaires à pré
s’engager à une politique plus incitative dans le futur- par exemple, à maintenir la politique du
taux 0 pour une période plus longue qu’il est maintenant anticipé.
3
La seconde manière dans laquelle les anticipations peuvent affecter les taux d’intérêt
réels de long terme courants implique l’effet de la politique sur les anticipations d’inflation.
Dans le souci pour que cet effet fonctionne, les autorités monétaires doivent convaincre le
public qu’elles maintiendront une trajectoire donnée pour la politique de taux nominal de court
terme, ainsi le second se construit et renforce le premier effet. Le second effet, en convainquant
le public que l’inflation sera plus élevée dans le futur, transforme l’engagement perçu à une
trajectoire donnée pour la politique de taux nominal de court terme à un déclin des taux
d’intérêt réels de court terme futurs anticipés et par conséquent aux taux d’intérêt réels de long
terme courants anticipés.
Le papier est structuré comme suit : la deuxième section se focalise sur les implications
de la crise financière et les réponses apportées par la Banque du Japon. Le troisième point
s’articule autour de la littérature sur les implications du ciblage des taux longs. Ensuite, une
quatrième section est consacrée à une étude économétrique sur le ciblage des taux longs en
présence de la limite inférieure zéro des taux courts nominaux. Et la dernière section est
réservée à la conclusion.
2. La crise financière et les réponses de la Banque du Japon
2.1 Les problèmes du secteur bancaire japonais et la politique monétaire
Dans les années 90, le Japon a connu une crise financière qui était accentuée par la
formation et l’éclatement de la bulle spéculative. Cette situation a conduit la Banque du Japon a
adopté une politique peu fréquente en l’occurrence l’achat des titres détenus par les banques
japonaises. En annonçant cette décision, la Banque Centrale a montré la nécessité de résoudre le
problème des prêts non performants auquel les banques nippones étaient confrontées. Naohiko
Baba et alii (2005) montrent qu’à travers un modèle VaR, contrairement au niveau des prix, la
volatilité des cours boursiers et du prix des terrains ont fortement baissé après l’éclatement de la
bulle. L’indice TOPIX a augmenté de plus de 400% entre 1980 et 1989 et a diminué de plus de
70% de son pic en 2003. Selon ces auteurs, la volatilité des prix d’actifs a été beaucoup plus
forte que celle des prix des biens et services. Ils en concluent que la forte baisse des prix d’actifs
a été la cause principale de l’instabilité du système financier au Japon. Il existe une causalité
asymétrique entre les problèmes du système financier et la déflation des prix des biens et
services.
En effet, comme il peut être illustré dans le graphique (1), nous remarquons que cette
période a été suivie au Japon par une expansion de la bulle spéculative qui a atteint son pic à la
fin de l’année 1989. Au lendemain des accords de Plaza (1985)2, les prix des actifs tels que les
terrains et les actions augmentaient de manière significative, coïncidant avec une politique
monétaire très accommodante de la Banque du Japon. A cette période, il était supposé que les
banques nippones seraient en mesure de prêter plus de monnaie aux grandes entreprises et aux
investisseurs. Ce surplus de monnaie était non seulement investi sur le marché boursier
japonais mais servait également à acquérir d’autres prix d’actifs, ce qui a entraîné la hausse des
prix d’actifs financiers. La flambée des prix des actifs financiers fut beaucoup plus marquée au
Japon que dans les autres pays industrialisés. Sur une base 100 en 1985, l’indice de la bourse
japonaise (le Nikkei) se situait à 300 en 1989, contre 200 aux Etats-Unis et au Royaume Uni. De
même, le prix des terrains triplait au japon au cours de cette période, tandis que la hausse se
limitait à 80% au Royaume Uni et à 40% aux Etats-Unis. En 1989, la capitalisation boursière
atteignait ainsi le taux sans précédent de 140% du PIB au Japon, contre 60% quatre ans plus tôt.
2
Signature des accords du Plaza à New York entre les Etats-Unis, la France, la
Grande Bretagne, L’Allemagne et le Japon, pour une gestion concertée des taux de change
afin de faire baisser le dollar.
4
Figure 1 : Fluctuation de l’indice nikkei en échelle logarithmique (en%)
30
%
30
20
20
10
10
0
0
-10
-10
-20
-20
-30
-30
-40
-40
-50
-50
84
86
88
90
92
94
96
98
00
02
04
RENDEMENT DE L'INDICE NIKKEI225
Source : Banque du Japon, calcul et estimation de l’auteur
A ce sujet, Bernanke et Gertler (1999) soulignent que la politique monétaire assouplie a
activement attisé la hausse des cours boursiers durant la période 1987/1989. Après le crash du
marché boursier en 1990, la politique monétaire est apparue avoir une certaine attention à
soutenir les cours boursiers mais a échoué à réagir suffisamment et de manière agressive à la
chute du taux d’inflation. Par conséquent, la politique monétaire japonaise était aussi restrictive
à la fin de l’année 1992 au moins jusqu’au début de 1996. Bernanke et Gertler (1999) en
déduisent que le comportement des autorités monétaires est en grande partie responsable des
déboires enregistrés par l’économie japonaise à la fin des années 803. Comme le démontrent
Mishkin (1991) et Mishkin et alii (2004), la plupart des crises financières aux Etats-Unis et
récemment au Japon ont débuté par une hausse des taux d’intérêt, un effondrement du marché
boursier et une montée de l’incertitude après le début d’une récession. Tous ces facteurs sont
induits par une politique de rigueur monétaire. En phase de resserrement monétaire,
l’expérience de la BOJ semblerait démontrer qu’une action rapide est de nature à freiner
l’évolution des cours boursiers et à enrayer la formation d’une bulle. L’inefficacité des
politiques macroéconomiques a conduit certains observateurs à conclure que la récession
économique au Japon est plus structurelle que cyclique. Ce phénomène est caractérisé par la
faiblesse structurelle des institutions financières japonaises.
Le sauvetage in extremis de la Nippon Credit Bank par la BOJ et par un consortium de
banques témoigne de la sévérité de la crise que le système bancaire ait connue en 1997.
L’injection de liquidité en mars 1998 par la Banque du Japon suite à l’effondrement du fonds
spéculatif japonais Long Term Credit Bank of Japan (LTCB) avait l’effet de calmer la nervosité
des marchés. A cet effet, on peut noter que les banques japonaises connaissaient une
insuffisance de liquidité à la fin des années 90. Les effets négatifs de l’instabilité financière se
sont accentués durant la période du resserrement du crédit (credit crunch) entre 1997-1998. La
crise asiatique accompagnée d’un resserrement de la politique fiscale en 1997 et de la crise
russe en 1998 suite à l’effondrement de la LTCM (Long Term Capital Managment) ont été les
déclencheurs du credit crunch. Partant, cela implique que l'ensemble des mesures prises contre
le risque de crédit est insuffisant par rapport à la taille du problème potentiel de prêts.
De ce fait, comme le notait Fukao (2003), la déflation a réduit la profitabilité des
banques japonaises. Le tableau (1) reproduit les résultats obtenus par Fukao (2003). Sur ce
tableau, Fukao montre que l’industrie bancaire au Japon n’a pas réalisé de bénéfice
d’exploitation depuis 1993. Il montre que les banques japonaises compensent leurs pertes par
des gains de capitaux sur les actions et les prix des terrains. L’étude de Kashyap (2002) qui
3
Bernanke & Gertler (1999) soulignent précisément: “The rate increase was
undertaken with the intention of curbing the stock market and the attempt was too
successful for the good of the economy. Asset prices collapsed; and because Japan’s
financial arrangements were particularly sensitive to asset values, the real economy
collapsed as well”.
5
reprend les données de Fukao comparées avec celles des Etats-Unis, montre que les banques
japonaises souffrent de plusieurs problèmes structurels tels que le manque de profitabilité de
leurs opérations de prêt. La marge d’intérêt des banques japonaises relative aux actifs atteint les
120 points de base. Depuis le début des années 1990, de plus en plus de prêts détenus par les
banques sont devenus des actifs non performants. Sur ce tableau, nous remarquons que les
banques japonaises réalisent une perte sur les prêts estimée à 6 000 milliards de yen en 1994.
Cette perte sur les prêts atteint presque 10 000 milliards de yen en 2001. Cela semble évident
que la marge bénéficiaire des banques japonaises soit trop faible pour couvrir l’augmentation du
risque de défaut après l’éclatement de la bulle. Partant, la forte détérioration de la qualité des
prêts et de la perte substantielle de la détention de titres bancaires ont érodé la position capital
des banques.
Tableau 1 : profitabilité des banques japonaises
(en 1000 milliards de yen)
Année Fiscale
Marge de Prêt (A)
1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001
7,5
7,1
8,9
9,8
9,2
9,7
10,8
10,7 10
9,6
9,7
9,4
9,8
Autres revenus (B) 2,5
2,6
2,2
2,5
2,8
2,1
3,3
3,7
3,6
3,1
2,5
3
3,1
Coût
6,6
d’exploitation (C)
7,1
7,5
7,7
7,7
7,8
7,8
8
8
7,5
7,3
7,1
7
Traitement
et 3,5
Salaires
Bénéfice brut (D)
=
3,3
(A) + (B) - C
3,7
3,9
4
4
4
4
4
4
3,6
3,5
3,4
3,2
2,6
3,5
4,5
4,3
4
6,3
6,4
5,6
5,2
4,9
5,3
5,9
Perte sur Prêt (E)
1,4
0,8
1
2
4,6
6,2
13,3
7,3
13,5 13,5
6,3
6,6
9,4
Bénéfice
d’exploitation
(F) = (D) – (E)
1,9
1,8
2,5
2,5
-0,4
-2,2
-7
-1
-7,9
-8,3
-1,4
-1,3
-3,5
2
0,7
0
2
3,2
4,4
1,2
3,6
1,4
3,8
1,4
-2,4
3,8
3,3
2,5
1,7
1
-2,6
0,2
-4,2
-6,9
2,3
0,1
-5,9
848,2 856
554 563
848
536
759,7 737,2 804,3 772
492 476 474 465
Gain de capital 2,8
réalisé (G)
Bénéfice Net
4,7
(F)+ (G)
Actifs
Encours de prêts
943,6 927,6 914,4 859,5 849,8 845
496 522 537 542 539 539
Source : Fukao (2003)
6
Tableau 2 : bilan sectoriel des banques (en%)
QUALITE DU
CREDIT:
Prêts non performants/ Total
Prêts (en %)
RATIO CAPITAL
Part des actionnaires/ Actifs
(en %)
MESURE DE LA
PROFITABILITE
Rendement sur Fonds Propres
(en %)
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
6,3
8,4
7,4
5,8
4
2,9
2,5
4,6
3,9
3,3
3,9
4,2
4,9
5,3
-0,5
-14,3
-19,5
-2,7
4,1
11,3
8,5
Source : BOJ (2006)
Traditionnellement, les banques japonaises étaient faiblement capitalisées. Elles ont dû
fournir des efforts importants pour accroître leurs fonds propres lors de la mise en place du ratio
Cooke en 1992. Au cours des années 90, le ratio de solvabilité des banques japonaise, qui
mesure leur capacité à éponger des pertes potentielles, figure toujours parmi les plus faibles des
grands pays de l’OCDE.
2.2 Les effets de la politique d’assouplissement quantitatif : effets
d’engagement et de durée de la Banque du Japon
Le canal de transmission le plus important de la politique d’engagement est de maintenir
la politique d’assouplissement quantitatif jusqu’à ce que l’indice des prix enregistre une hausse
graduelle par an. Cet effet d’engagement consiste à favoriser les anticipations du secteur privé
que le taux nominal de court terme serait maintenu à 0 jusqu’à ce que le taux d’inflation
enregistre une valeur supérieure à 0. Ce qui signifie dès lors, lorsque les taux courts atteignent le
plancher 0, l’idée est de guider la croyance du secteur privé que ce taux restera fixé à 0% jusqu’
à ce que les conditions économiques de l’engagement soient satisfaites. De ce fait, les taux
longs pourraient être affectés par la baisse des taux courts. Le graphique (1) montre les
développements actuels du taux d’appel journalier non garanti de la Banque du japon et du taux
des obligations d’Etat à 10ans. Sur ce graphique, nous constatons que la courbe des rendements
reflète les anticipations que les taux courts sont contraints par la limite inférieure 0. Une
variation du taux court a un impact sur le taux long si elle perçue comme durable, et comme en
témoigne ce graphique, la politique de taux 0 tentée par la BOJ en 1999 a été perçue comme
étant une manière d’affecter les anticipations de la politique monétaire future. Durant l’été 1998,
le taux d’appel a été réduit à 800 points de base, entraînant la BOJ à fixer son taux d’appel à 0%
à partir de 1999. Ce canal d’anticipations permet à la banque centrale de diminuer les taux longs
même lorsque les taux courts sont fixés à 0. Puisque les taux longs sont formés par la moyenne
pondérée des taux courts observés et ceux anticipés plus une certaine prime de risque sur la
maturité, en s’engageant à maintenir la politique de taux 0 plus longtemps réduira les taux
courts futurs anticipés. Comme la solidité de ce canal penche sur les anticipations des firmes et
des ménages par rapport aux opérations monétaires futures de la banque centrale, les variations
courantes dans les opérations de marché, réalisées comme une hausse de la base monétaire, peut
être prévue mettre en œuvre la crédibilité de la banque centrale.
7
Figure 1 : Evolution des taux d’intérêt du marché
9
%
9
8
8
7
7
PTIZ
6
5
6
RPTIZ
5
4
4
3
3
2
2
1
1
0
0
84
86
88
90
92
94
96
Taux de prêt à long terme
Taux de prêt à court terme
98
00
02
04
06
Taux directeur de la BOJ
Taux d'intérêt de long terme
Source : Banque du Japon, données trimestrielles (1983Q1 :2006Q2) calcul de
l’auteur. PTIZ : Politique de taux d’intérêt zéro (Février 1999 à juillet 2000). RPTIZ :
Réintroduction de la politique de taux d’intérêt zéro (mars 2001 à juin 2006).
Tableau 3 : Statistique descriptive
Taux de prêt long
terme
Taux de prêt court
terme
Taux court nominal
Taux long nominal
Moyenne
4,388298
3,271277
2,690557
3,720319
Médiane
4,100000
3,000000
2,124290
3,595000
Maximum
8,400000
8,250000
8,190630
8,080000
Minimum
1,250000
1,375000
0,001000
0,600000
Ecart type
2,330818
2,063397
2,767744
2,157635
Skewness
0,266961
0,767083
0,501474
0,336466
Kurtosis
1,602305
2,417488
1,753209
1,797670
Jarque-Bera
8,767952
10,54753
10,02821
7,435533
Probabilité
0,012476
0,005124
0,006644
0,024288
8
En réduisant le taux au jour le jour, la BOJ avait intégralement mobilisé son principal
instrument pour soutenir l’activité. Il était difficile de savoir dans quelle mesure elle pouvait
utiliser des moyens d’action supplémentaires et non conventionnels pour assouplir encore les
conditions monétaires. Pour certains économistes académiciens et banquiers centraux, dont ceux
de la BOJ elle-même, de nouvelles initiatives visant à accroître la base monétaire, soit par des
opérations de marché, soit par des interventions de change non stérilisées, seraient inefficaces,
car les institutions financières redéposeraient leur liquidité additionnelle auprès de la banque
centrale. D’aucuns ont ajouté que de telles mesures pourraient aller à l’encontre du but
recherché si elles compromettaient l’indépendance de la Banque du Japon et engendraient une
hausse des taux à long terme. Pour d’autres, cependant, un gonflement de la base monétaire
pourrait pousser les établissements financiers à acquérir des actifs mieux rémunérés, telles que
les obligations émises par les entreprises et celles à plus long terme de l’Etat, ce qui abaisserait
éventuellement le rendement et stimulerait ainsi l’activité économique. Il a été avancé que la
BOJ pourrait étendre la gamme de ses opérations le long de la structure des échéances, voire
agir directement sur un éventail plus large d’instruments. L’expérience récente du Japon fournit
une rare occasion d’évaluer l’importance de l’impossibilité d’enregistrer des taux d’intérêt
nominaux négatifs.
2.3 Les effets d’augmentation de la taille du bilan de la banque
centrale : Canaux théoriques d’une hausse des comptes courants
Les mécanismes de transmission de canal de la base monétaire n’ont pas reçu un
consensus dans la théorie économique, leurs effets sont difficiles à vérifier. En particulier, sous
les théories de politique monétaire avec optimisation explicite de comportements
microéconomiques tels que la «nouvelle Economie keynésienne», les taux d’intérêt des actifs
financiers sont dérivés de la trajectoire future des taux courts anticipés, et les mécanismes qui
génèrent les primes et leurs effets sur l’économie ne sont pas constamment décrits. Eggertsson
et Woodford (2003) ont été les premiers à souligner que lorsque la politique monétaire est
contrainte par la limite inférieure 0, les opérations d’open market de la Banque Centrale sont
caractérisées par un phénomène de «non pertinence». La proposition de «non pertinence», sous
certaines suppositions, implique que sous un régime de taux 0, ni une hausse de la base de
monnaie ni une diversification des actifs menée par la Banque Centrale n’ont un effet sur
l’équilibre de l’économie. Nous pouvons signaler que si la proposition de Eggertsson et
Woodford (2003) se tienne, dans ce cas toute tentative par la Banque Centrale d’accroître la
balance des comptes courants dans son bilan n’aura aucun effet sur l’activité économique4.
En ce sens, si on suit l’idée de Eggertsson et Woodford, le taux nominal de court terme
devient nul si les encaisses réelles excèdent un certain seuil (ou niveau de satiation), et l’utilité
marginale obtenue des services de liquidité due à une provision de monnaie centrale devient
nulle dans ce cas. Dans la même veine que ces deux auteurs, lorsque l’instrument de la banque
centrale atteint le plancher 0, la provision additionnelle d’encaisses réelles n’affecte pas l’utilité
du ménage représentatif5. S’appuyant sur cette idée, l’utilité du ménage représentatif ne dépend
4
A ce propos, on peut tenter d’analyser l’effet d’une hausse de la balance des
comptes courants à la Banque Centrale. D’abord, pour que la proposition de Eggertsson et
Woodford (2003) se tienne, on peut avancer deux raisons qui nous paraissent essentielles :
(i) on peut noter que l’utilité du revenu additionnel d’un ménage représentatif peut ne pas
dépendre de la variance des prix d’actifs financiers. En d’autre terme, cette utilité ne
dépend pas du rendement de son portefeuille d’actifs. (ii), on peut affirmer aussi qu’une
augmentation de la monnaie centrale ou une diversification des actifs par la Banque
Centrale n’influence en aucune manière la conduite future de la politique monétaire.
5
Lorsqu’il y’a une trappe à liquidité, la demande pour la base monétaire est
parfaitement élastique et une liquidité excédentaire est facilement absorbée par le secteur
privé. Ce pendant, une fois que la trappe est terminée et que les taux courts deviennent
9
dans aucune manière de la variance des prix d’actifs financiers. Une hausse de la base monétaire
par d’autres actifs financiers, lesquels ne sont pas forcément des substituts parfaits pour la
monnaie, autre que les obligations d’Etat de court terme n’entraîne pas un ajustement du
portefeuille du ménage représentatif. Par conséquent, on peut soutenir la thèse selon laquelle
qu’il n’y aurait pas d’effet d’une hausse de la base monétaire par l’acquisition de titres d’Etat de
court terme puisque ceux-ci sont des substituts parfaits pour la monnaie centrale lorsque les taux
courts sont conduits au plancher 0.
Lorsque la limite zéro sur les taux nominaux se réalise, les Banques Centrales peuvent
fournir une incitation additionnelle à l’activité économique en augmentant la quantité de
réserves dans le système bancaire. Ce processus de transmission se fait soit par ciblage des taux
d’intérêt de long terme, soit par gestion des anticipations des marchés financiers sur les actions
futures de la politique monétaire. Etant donné l’existence de plusieurs actifs qui ne sont pas
forcément des substituts parfaits pour la monnaie (telles que les obligations d’Etat, les actions,
les obligations privées), augmenter le prix de ces actifs autres que les titres à court terme
pourrait entraîner un effet positif de la politique d’assouplissement quantitatif ( Meltzer (1995)
Clouse et al. (2003)).
L’assouplissement quantitatif peut affecter l’activité économique à travers plusieurs
canaux possibles (Fujiki, Okina et Shiratsuka, 2001). En ce sens, le rééquilibrage des
portefeuilles ne pourrait être affecté que si les actifs financiers autres les obligations de court
terme apportent un rendement non nul. A ce sujet, deux idées émergent sur la substituabilité
imparfaite des actifs financiers. D’abord, le rééquilibrage des portefeuilles fonctionne comme
un mécanisme par lequel l’offre de base de monnaie modifie la relation offre-demande de divers
actifs financiers. De ce fait, ceci se traduit par une augmentation des prix d’actifs et une baisse
des rendements. Meltzer (1995) souligne que le marché des taux d’intérêt est un compartiment
parmi d’autres prix d’actifs qui peut être affecté par une impulsion monétaire. Etant donné
l’existence de la relation négative entre la demande de monnaie et les taux d’intérêt, une
opération d’achat d’open market diminue la détention de titres d’Etat, qui à son tour, réduit les
taux d’intérêt. Selon Meltzer, une hausse de la base monétaire (ou du stock de monnaie)
n’affecte pas directement les taux d’intérêt mais entraîne un effet d’augmentation des prix
d’actifs financiers. La politique monétaire reste toujours efficace même si une trappe à liquidité
est constatée sur les taux courts.
Ensuite, cette théorie de la substituabilité imparfaite des actifs financiers apparaît en ce
sens qu’elle met en exergue l’idée de la prime de liquidité. Ce deuxième canal en faveur de la
substituabilité imparfaite entre la monnaie et les divers autres actifs montre qu’une différence
qualitative fondamentale en terme de liquidité existe entre la monnaie et les actifs tels que les
obligations et les actions dont une partie peut être transformée en actif très liquide. L’échange
entre la monnaie et ces actifs pourrait accroître la liquidité du secteur privé.
Lorsque les agents économiques anticipent une insuffisance de liquidité concernant
leurs revenus futurs, ils augmenteront la demande d’actifs liquides. Une telle demande d’actifs
les conduits à une évaluation plus élevée d’actifs liquides. De ce fait, une demande de liquidité
pourrait entraîner une hausse substantielle des taux d’actifs illiquides à ceux d’actifs liquides
due à une prime de liquidité. Dans de telles circonstances, la hausse de la monnaie réduira la
probabilité d’insuffisance de liquidité. Ce qui affecterait la prime de liquidité et les rendements
d’actifs. Ce mécanisme de transmission pourrait entraîner une relance de l’activité économique
à travers un déclin des taux longs (Meyer, 2001).
Bernanke et Reinhart (2004) soulignent qu’en plus de la modification de la composition
de son bilan, la Banque Centrale peut aussi altérer sa politique en modifiant la taille de son
bilan. En effet, cette stratégie représente les moyens conventionnels de conduite de politique
positifs, la demande pour la monnaie se resserrera considérablement, dans la plupart des
cas, exigeant une réduction de la base monétaire. Le secteur privé peut anticiper que la
banque centrale reculera immédiatement d’une expansion de la base monétaire, si la banque
centrale craint de déclencher l’inflation, laquelle en retour pourrait conduire l’engagement
initial de l’expansion de la base monétaire de ne pas être crédible, impliquant qu’une
expansion initiale de la base monétaire a peu ou pas d’effet sur l’activité économique.
10
monétaire, comme décrite dans plusieurs papiers. De nos jours, la plupart des Banques
Centrales choisissent de calibrer le degré de politique assouplie. Selon Bernanke et Reinhart
(2004) rien n’empêche une Banque Centrale de transférer son instrument de politique
monétaire à une cible de réserves quantitatives. L’idée est que lorsqu’on résonne en termes de
quantités, il devient apparent que même si les taux d’intérêt atteignent le niveau 0, la Banque
Centrale dans ce cas, peut encore augmenter la quantité de réserves. De ce fait, les réserves
peuvent être augmentées au-delà du niveau requis afin de maintenir le taux journalier à 0 - une
politique qui ressemble à l’assouplissement quantitatif. Une certaine évidence existe que
l’assouplissement quantitatif peut stimuler l’économie même lorsque les taux d’intérêt sont
proches de zéro.
3 Ciblage des taux longs versus taux courts : quelques faits
stylisés
3.1 Un instrument de taux d’intérêt de long terme augmenterait-il
l’ensemble des résultats d’équilibre possible ?
L’idée que l’utilisation d’un taux d’intérêt de long terme comme l’instrument principal
de politique monétaire permettrait une plus grande portée à l’efficacité de la politique
monétaire au moins sous certaines conditions, lorsque les taux courts nominaux sont contraints
par la limite inférieure 0. Ceci présume qu’il existe un ensemble de résultats qui ne seraient pas
réalisables en utilisant le taux d’intérêt nominal de court terme comme instrument de politique
monétaire, puisque ces résultats exigent que les taux courts deviennent négatifs.
Dans la foulée de la littérature en faveur d’un ciblage des taux longs, on présume que
ces ensembles de résultats soient réalisables avec les taux longs comme instrument principal de
politique monétaire. La thèse souvent avancée est que les taux longs sont observés encore être
positifs même lorsque les taux courts nominaux sont conduits à la limite 0.
De ce fait, la contribution de Kulish (2007) est que lorsque les forces derrières les
mouvements dans les rendements de long terme sont dues aux anticipations d’inflation future,
donc une autorité monétaire qui veut conserver l’inflation sous contrôle pourrait être intéressée
dans l’utilisation d’une règle de politique monétaire qui inclut un taux d’intérêt de long terme
comme une variable additionnelle à laquelle elle peut répondre. Ireland (1996) montre que le
terme d’inflation anticipée est responsable pour la plupart des mouvements observés sur les
rendements de long terme aux Etats-Unis.
De manière convaincante, Goodfriend (1993) argue que dans l’objectif d’établir et de
maintenir la crédibilité durant la période 1979 à 1992, la Réserve Fédérale Système avait réagi à
l’information des taux d’intérêt de long terme sur les anticipations inflationnistes de long
terme. Mehra (1994, 1996) reprend les résultats de Goodfriend et trouve dans ses modèles
appliqués à la cointégration que le taux des fonds fédéraux avait réagi aux mouvements des
taux longs dans la période 1979-1999. Quant à Mc Callum (2005), il montre qu’une règle de
politique monétaire qui répond au niveau actuel de l’écart entre un taux long et un taux court
peut rationaliser un échec empirique de l’hypothèse d’anticipations.
Dans Mehra (2006), le comportement récent de la baisse des taux longs aux Etats-Unis
soulève de deux hypothèses alternatives qui ont reçu une attention éminente dans la presse
financière. D’abord, la baisse du niveau bas des taux longs peut être attribuée à la chute de la
prime du risque d’inflation. En particulier, cette hypothèse postule que, à la suite de la
performance du taux d’inflation de l’économie américaine, l’incertitude d’inflation a diminué,
conduisant à une baisse des primes de risque d’inflation, qui se reflète dans les rendements
obligataires réels et nominaux bas. L’autre hypothèse attribue le déclin des taux longs à la
hausse des achats de titres d’Etat du gouvernement américain par les banques centrales
étrangères.
Une étude menée par Ahrend et alli (2006) montre que les rendements des obligations à
long terme ont été faibles en termes nominaux qu’effectifs. Selon l’étude de Ahrend et alii, les
rendements des obligations de long terme ont réagi différemment aux changements de politique
11
monétaire et budgétaire, particulièrement aux Etats-Unis. Et comme en témoigne le papier de
Frey et Moëc (2005), ces auteurs notent que le creusement du déficit américain s’est accentué
depuis 2002, dépassant le seuil des 5 points de PIB en 2004, sans toutefois rencontrer en
apparence de difficulté de financement. Les résultats de Frey et Moëc montrent que
cette insuffisance de discipline du marché américain tiendrait, notamment, aux achats massifs
de titres d’Etat du gouvernement américain réalisés par les banques centrales asiatiques. Par
ailleurs, Frey et Moëc estiment un modèle économétrique dans lequel ils tentent d’expliquer le
taux d’intérêt de 10 ans du gouvernement américain par des variables telles que le taux du bon
du Trésor à 3 mois et le ratio déficit sur PIB et augmenté par des achats nets d’obligations
publiques étant composés des achats du secteur privé, du secteur officiel et des achats d’Asie.
Leur résultat montre que la variation du déficit public américain exerce un effet statistiquement
significatif sur le niveau et la variation des taux longs. D’après leurs estimations, seuls les
achats réalisés par le secteur officiel jouent un rôle significatif à la fois sur le niveau et sur la
variation des taux d’intérêt de long terme. Les achats du secteur privé ont un impact sur la
relation de long terme et non sur la dynamique de court terme. Enfin, le comportement d’achat
des investisseurs asiatiques ne semble pas jouer de rôle significatif dans leur modèle de
cointégration.
La contribution de Warnock et Warnock (2005) abonde dans le même sens en
démontrant que la demande d’obligations par les investisseurs étrangers a eu un effet fortement
dépressif sur les rendements de long terme américains entraînant une baisse de ces rendements
de 150 points de base entre 2004 et 2005.
En revanche, au niveau de la zone euro, Idier et alii (2007) examinent les facteurs
d’influence des taux d’intérêt de long terme américain et de la zone euro entre 1986 et 2005.
Ces taux représentent une tendance à la baisse durant les quinze dernières années. En revanche,
ces auteurs ont montré que les taux longs américains sont restés constants autour de 4%
nonobstant d’un accroissement des déficits publics depuis 2002, d’un resserrement de la
politique monétaire débutée mi-2004, l’amélioration des perspectives de croissance sur cette
période. Au niveau de la zone euro, la tendance baissière des taux d’intérêt de longue maturité
est moins surprenante qu’aux Etats-Unis. Selon ces auteurs, entre juin 2003 et novembre 2005,
la Banque Centrale Européenne a gardé son taux directeur à 2%, avec une croissance du PIB
entre 2% et 3,5%.
Ce pendant, la limite inférieure 0 des taux nominaux implique également une limite
inférieure pour les taux longs, étant donné les anticipations dans la conduite future de la
politique monétaire. Lorsque les agents économiques ont un comportement d’anticipations
rationnelles que la politique monétaire sera conduite dans le futur d’une façon qui permette que
les taux courts nominaux évitent la limite inférieure 0, la limite inférieure implicite sur les taux
longs peut être supérieure à 0.
Ainsi, l’existence simple d’un taux d’intérêt de long terme positif n’implique pas
nécessairement la possibilité d’une nouvelle impulsion à travers les opérations d’open market, y
compris les achats d’open market de titres d’Etat à long terme. Une fois que les taux courts
atteignent le plancher 0 comme l’ont souligné Eggertsson et Woodford (2003), les opérations
d’open market n’auraient pas d’effet sur les taux longs ou les taux courts si ces opérations
n’impliquent pas une modification dans la règle de politique monétaire conduite dans le futur.
Par conséquent, il est essentiel d’étudier à présent les règles de politique monétaire.
3.2 Présentation d’un modèle de règle de politique monétaire
Le modèle que nous présentons ici découle de celui proposé par Kulish (2007). C’est un
modèle standard Néo-keynésien avec un ensemble de conditions d’équilibre dans l’ordre de
tenir compte d’une considération explicite de la structure par terme des taux d’intérêt. La
demande globale implique que le niveau courant de l’écart d’output dépende du niveau futur
anticipé de l’écart d’output et du taux d’intérêt réel d’une période.
12
xt = −σ −1 (i1,t − E t π t +1 ) + E t xt +1 + µ g
(1 − φ )
σ
g t − (1 − ρ )a t (1)
Où i1,t est le taux d’intérêt nominal d’une période, π t représente le taux d’inflation
pour la période t, le paramètre σ > 0 gouverne la substitution intertemporelle, a t est un choc
technologique avec persistance gouverné par ρ , et g t est un choc de préférence avec
persistance gouverné par φ et la taille de µ g .
Les firmes opèrent sous la compétition monopolistique sur le marché de biens et la
rigidité des prix dans le sens de Calvo. Les facteurs de marchés sont compétitifs et les biens sont
produits avec des rendements constants à l’échelle technologique. En effet, nous pouvons
montrer que la courbe de Philips est déterminée de la façon suivante :
π t = λxt + βEt π t +1 + µ v vt (2)
Où vt est un choc prime-coût avec taille u v . Le facteur d’escompte des ménages, β est
compris entre 0 et 1, et λ est strictement positif.
Il peut être montré que la théorie de la structure par terme des taux d’intérêt dans ce
modèle est l’hypothèse d’anticipations. En préparation de l’analyse de règle de politique
monétaire qui utilise le taux d’intérêt de long terme comme l’instrument principal de politique
monétaire, nous introduisons maintenant des taux d’obligations à plusieurs périodes au modèle.
Suivant Shiller (1979), le taux des obligations à n périodes (pour 1 < n < ∞ ) est donné par :
n −1
n −1
j =0
j =0
in ,t = (∑ δ j ) −1 ∑ δ j Et it + j + ψ n,t (3)
0ù le paramètre 0 < δ ≤ 1 est une constante qui est l’unité pour les obligations
d’escompte (zéro coupon), mais moins que l’unité pour les obligations payant des coupons (et
égal à l’inverse du taux d’escompte), et ψ n ,t est un terme ou une prime de risque.
Pour fermer le modèle, nous nécessitons de spécifier le comportement de l’autorité
monétaire. Le cas standard caractérise la politique monétaire comme un engagement du type
suivant de la règle de Taylor :
i1,t = ιi1,t −1 + απ t + σxt + µ b bt (4)
Où bt est un choc de politique monétaire indépendamment et identiquement distribué
dont la taille est gouvernée par µ b .
•
Fonction de réaction augmentée des taux longs (règle de type 1)
Dans le cas où l’autorité monétaire ajoute un taux d’intérêt de long terme comme une
variable additionnelle à laquelle elle réagit, la politique de règle peut être déterminée de la
manière suivante:
i1,t = ιi1,t −1 + απ t + σx t + γi n ,t + µ b bt (5)
Les règles politiques qui permettent une réaction à un taux d’intérêt de long terme
seront appelées règle de type 1. Kulish (2007) étudie les règles politiques de type 1 avec des
maturités de 2, 4, 12, 20 et 40, laquelle pour une fréquence trimestrielle correspond à une
13
structure par terme composée d’obligations avec des maturités de 6 mois, 1 an, 3 ans, 5 ans et
10 ans respectivement.
•
Politique de ciblage des taux longs (règle de type 2)
Lorsque la banque centrale utilise un taux d’intérêt de long terme comme l’instrument
principal de politique monétaire ; la politique monétaire suit une règle de la forme :
i n ,t = ιi n ,t −1 + απ t + σxt + µ b bt (6)
Où in ,t est le taux d’intérêt nominal de long terme. Cette règle montre que l’autorité
monétaire détermine les taux longs nominaux en réagissant à l’inflation et à l’écart d’output à
l’instant t et aux taux longs retardés d’une période. Il est naturel de supposer que les autorités
monétaires aimeraient, si possible, stabiliser l’inflation π et l’écart d’output xt autour de 0.
3.3 Prise en compte d’une limite inférieure 0 des taux courts
Il est naturel de souligner les limites du modèle proposé par Kulish. De ce fait, la
première critique qui peut être apportée à l’analyse de Kulish est que ce dernier ignore la
contrainte de la limite zéro sur l’ensemble des taux nominaux, ce qui peut sembler surprenant
dans son modèle puisque c’est la principale motivation pour utiliser les taux longs comme
instrument principal de politique monétaire.
Toutefois, l’idée implicite du modèle de Kulish est que le niveau d’état stationnaire du
taux nominal (en prenant en compte le taux d’intérêt réel d’équilibre et la cible d’inflation) est
suffisamment élevé pour que la banque centrale puisse modifier davantage la courbe des
rendements de sorte que les taux d’intérêt de court terme futurs anticipés deviennent positifs et
que la limite inférieure 0 ne se réalise pas sur les taux d’intérêt de long terme.
Ce pendant, comme le montre Woodford (2005), le taux d’intérêt nominal de court
terme doit satisfaire la relation suivante : i1,t ≥ 0 . En d’autre terme, le taux d’intérêt nominal
sans risque doit prendre en compte la limite inférieure 0 sur les taux courts.
Ainsi, lorsque la banque centrale tente d’influencer les taux courts futurs anticipés au
moment où les taux courts atteignent le plancher 0, une relation asymétrique se produit entre les
taux courts et les taux longs. Une variation assez grande des taux courts entraîne un effet
asymétrique des taux longs. Encore, l’idée d’ignorer la limite inférieure 0 sur les taux courts
dans le cadre de la règle de politique de taux d’intérêt à long terme a un lien étroit avec
l’indétermination comme le notent Mc Gough et alii (2005), car, en général, l’ensemble de
l’équilibre multiple sera plus faible lorsque la limite zéro est appliquée.
Intuitivement, la contrainte de la limite zéro élimine quelques-unes des trajectoires
possibles des taux courts qui pourraient soutenir un taux d’intérêt de long terme donné. Par
exemple, si le taux à 2 périodes est nul, il existe seulement une trajectoire anticipée possible
pour le taux court courant et le taux court pour la période suivante sous la contrainte que le taux
court nominal ne puisse pas être négatif. Plus généralement, cependant, çà ne sera pas le cas où
le choix d’un taux long impliquerait des taux courts nuls pendant toute la durée de l’obligation,
et dans ce cas, la question de la multiplicité peut se poser.
Ensuite, l’existence de l’équilibre multiple en utilisant un instrument de taux long
soulève des questions à savoir si la banque centrale peut choisir entre les différents taux
d’intérêt. Si la banque centrale peut signaler une trajectoire particulière pour le taux nominal de
court terme à travers ses déclarations et ses actions, elle peut être en mesure de cadrer les
anticipations et obtenir un équilibre particulier. En effet, en modifiant la perception du public
sur la façon dont la politique sera conduite de temps à autre de façon ad hoc risque d’être
difficile.
14
En revanche, une banque centrale qui suit généralement une règle de taux d’intérêt
nominal de court terme mais passe à un certain type de signal ou de stratégies de
communication à la limite inférieure 0 peut ébranler son engagement de crédibilité de long
terme. Dans cette situation, une règle de politique de taux long, laquelle pourrait être suivie et
communiquée à tout moment et dans toutes les situations, semblerait avoir un certain avantage
lorsque les taux courts approchent la limite inférieure 0.
4 Un modèle macro finance de la structure des taux en présence de
la limite inférieure 0 des taux courts
Lorsque réduit à des termes simplistes, deux critiques s’offrent dans le cadre de la
section précédente. D’abord, la banque centrale peut contrôler le taux d’intérêt de court terme,
ensuite, les mouvements des taux courts affectent l’output et l’inflation. Similairement,
l’utilisation des taux longs comme instrument de politique monétaire soulève deux questions
fondamentales : (1) l’autorité monétaire peut-elle contrôler les taux longs ? (2) les mouvements
des taux longs affectent ils l’économie ?
4.1 Ciblages taux longs versus taux courts
A présent, compte tenu de la littérature sur les fonctions de réaction de la banque
centrale, nous présentons deux versions différenciées de la règle de Taylor. D’abord, nous
estimons une règle de politique monétaire qui réagit aux taux d’intérêt nominaux de long terme.
Cette règle prend en compte les mouvements des taux longs dans la fonction de réaction de
l’autorité monétaire. Nous proposons un cadre d’analyse dans lequel, les taux longs réagissent à
une politique de taux zéro. Et ensuite, une estimation par la méthode de cointégration des taux
longs comme vecteur et instrument principal de politique monétaire permettra de déceler des
dynamiques de court et de long terme entre les taux longs et les variables macroéconomiques
telles que l’inflation et l’écart d’output.
4.1.1 Politique de réaction à un taux d’intérêt de long terme
Dans l’esprit des travaux précurseurs de Taylor (1993) et Mc Callum (2000, 2003) sur
des règles de politique monétaire backward-looking, nous estimons une version modifiée de la
règle de Taylor qui étudie les conditions qui supportent un équilibre unique d’anticipations
rationnelles dans lequel l’autorité monétaire détermine une fonction de réaction des taux
d’intérêt nominaux de court terme en fonction des taux longs. A l’inverse, les travaux de
Bernanke et Gertler (1999), de Ahearne et alii (2002) et Clarida, Gali et Gertler (1999)
s’appuient sur une estimation forward-looking de la fonction de réaction de la politique
monétaire japonaise. A cette fin, Kuttner et Posen (2004) notent que, étant donné les différences
techniques qui existent et les suppositions qui y relient sur les règles backward-looking et
forward-looking dans la littérature, il ne serait pas surprenant que les évaluations de la politique
monétaire de la Banque du Japon impliquées par ces règles de politique monétaire présentent
des résultats différents.
Dans ce contexte, nous estimons une fonction de réaction modifiée de Taylor (1999)
et augmentée des taux d’intérêt de long terme de la forme suivante :
i1,t = γi1,t −1 + α 1π t + α 2π t −1 + β 1 xt + β 2 xt −1 + ρ1i n,t + ρ 2 in ,t −1 + ε t
avec
i1,t ≥ 0
(7)
Cette règle incorpore les réponses politiques à l’inflation, aux déviations de l’output par
rapport à son niveau potentiel et les réponses aux taux des rendements de 10 ans reflétant les
anticipations des taux courts futurs anticipés. La limite inférieure 0 sur les taux courts est
également imposée afin de limiter une baisse des taux courts en deçà de 0.
Nous estimons un modèle Var canonique sur des données trimestrielles allant de 1983 :1
à 2006 :2. Toutes les variables de notre modèle Var sont fournies par la revue «Economic
Statistic Monthly» de la Banque du Japon. Le Var est constitué des taux courts nominaux, des
taux d’intérêt nominaux de long terme, de l’écart d’output et du taux d’inflation. Il est
15
également estimé avec des données corrigées des variations saisonnières telles que le déflateur
du PIB et le PIB réel par la méthode CENSUS X11 Multiplicative (schéma multiplicatif).
Par ailleurs, nous observons dans le graphique 1 la représentation de l’output et de son
niveau potentiel. L’écart d’output est construit comme la différence logarithmique entre le PIB
réel trimestriel corrigé des variations saisonnières et le PIB trimestriel potentiel calculé par la
méthode du filtre de Hodrick-Prescott (avec des coefficients de lissage des logarithmes du PIB
réel selon une valeur conventionnelle λ = 1600). L’inflation est mesurée comme la variation
trimestrielle du prix du déflateur du PIB implicite et le taux d’intérêt de court terme est pris être
le taux d’appel non garanti de la Banque du Japon. Quant aux taux d’intérêt de long terme, ils
représentent les rendements de 10 ans nouvellement émis par le gouvernement japonais.
On estime par la méthode des moindres carrés ordinaires avec un processus AR (1) de
l’équation du taux d’intérêt de court terme comme variable endogène et qui dépend de sa propre
valeur retardée d’une période du niveau d’inflation à l’instant t et de sa valeur retardée, de
l’écart d’output et des taux d’intérêt de long terme à leurs niveaux constants et retardés
également d’une période6. Par ailleurs, les signes des coefficients estimés sont compatibles avec
l’intuition économique sauf pour le taux d’inflation et le taux d’intérêt de long terme retardés
d’une période (-0,59) et (-0,39).
(logarithme)
%
12.1
5
12.0
4
11.9
3
11.8
2
11.7
1
11.6
0
11.5
-1
11.4
-2
11.3
-3
11.2
-4
84
86
88
90
92
Ecart output
94
96
98
Pib réel
00
02
04
06
Pib potentiel
Fig. 1 : Représentation du Pib réel, Pib potentiel et de l’écart
d’output
Toutefois, tous les coefficients estimés sont significativement différents de 0, ceci admet
l’hypothèse selon laquelle tous les coefficients estimés contiennent de l’information dans la
détermination des taux courts. En effet, nous notons qu’une hausse de 100 points de base du
taux d’inflation produit une augmentation de 73 points de base du taux d’intérêt nominal de
6
Les chiffres entre parenthèses représentent respectivement les écarts types et les tests de student sur les
coefficients au seuil de significativité de 1, 5 et 10%. Pour les résultats en annexe basés sur les périodes
1983Q1 :1999Q1 et 1999Q2 :2006Q2.
16
court terme, reflétant que les anticipations d’inflation de court terme agissent de manière
significative et agressive au seuil de 5% au taux d’intérêt nominal de court terme. En revanche,
en ce qui concerne l’inflation retardée d’une période, elle n’est pas significative et présente un
mauvais signe indiquant qu’une hausse de 100 points de base de l’inflation retardée produit une
baisse de 59 points de base des taux courts nominaux lorsque la limite 0 sur les taux courts se
réalise. En terme de règle de politique monétaire, ce résultat est contradictoire dans l’esprit du
mécanisme de transmission des taux d’intérêt. Il reflète qu’avec l’inflation retardée, une
corrélation négative entre l’inflation retardée d’une période et les taux courts produit une perte
d’information dans la détermination des taux courts par la banque centrale.
Par ailleurs, dans la lignée des travaux sur les règles monétaires de type Taylor, les
coefficients qui découlent de notre estimation sur l’inflation (0,731708) et (0,523283) et l’écart
d’output (0,394665) et (0,804409) ne s’écartent guère des valeurs proposées par Taylor (1993)
pour les périodes 1983Q1 :2006Q2 et 1983Q1 :1999Q1 .
Nous notons par ailleurs que la significativité du coefficient de l’inflation à la période t
est confortée par les fonctions de réponse qui montrent que suite à un choc positif des taux
courts, l’inflation réagit positivement à moyen et long terme au bout de 6 trimestres.
Ce faisant, une hausse de 100 points de base des taux longs conduit à une augmentation
des taux courts nominaux de 47 points de base. Ce résultat révèle que les rendements des
obligations de long terme joue un rôle prépondérant dans la détermination et la fixation des taux
courts. Quant aux taux longs retardés, ils sont significatifs, cependant, le coefficient associé est
négatif. Ce résultat révèle en partie le comportement backward-looking des règles monétaires de
type Taylor (Mésonnier et Renne, 2004).
La non significativité des coefficients de l’écart d’output implique tout simplement que
lorsque les taux courts atteignent le plancher 0, la banque centrale serait plus incitée à stabiliser
l’inflation que la stabilisation de l’écart d’output. Un choc de politique monétaire dans le cadre
de la politique de taux zéro implique une baisse de l’écart d’output pour une période d’une
année. Dans nos trois estimations, les cœfficients de l’écart d’output présentent le bon signe
mais rejettent l’hypothèse de causalité avec les taux courts. Par ailleurs, le taux d’inflation étant
négatif, un choc de politique monétaire stabilise le taux d’inflation à zéro % jusqu’à quatre
trimestres.
Nous pouvons identifier l’importance de la politique de taux court par la décomposition
de Cholesky du modèle Var (graphique 2) avec l’ordre étant de la variable de la plus exogène à
celle de la plus endogène. Dans la mesure où les erreurs du modèle Var à forme réduite sont
généralement corrélées, la décomposition de Cholesky isole les erreurs structurelles par une
orthogonalisation récursive. De ce fait, l’ordre des variables détermine le niveau d’exogenéité
des variables, ainsi les chocs courants à l’activité économique sont supposés être indépendants
aux chocs courants des autres variables de notre modèle de base. Les propriétés économétriques
sous-jacentes à la simulation de fonctions de réponse exigent que les résidus soient des bruits
blancs (c’est-à-dire un processus de moyenne nulle, de variance constante et non corrélé). Une
fois le Var estimé, cette hypothèse doit être vérifiée pour déterminer la valeur de p jugée
optimale. En cas de rejet, des retards sont ajoutés jusqu’à ce que l’hypothèse d’indépendance
des résidus soit acceptée. Nos résultats montrent que les critères d’information choisissent
l’ordre p optimal de retard à 1, mais à ce niveau, l’hypothèse nulle d’indépendance des résidus
est rejetée au seuil de 5%. Dans cette veine, l’exigence de résidus indépendants et
identiquement distribués impose, d’après le test d’autoccorélation des résidus, de fixer p à
quatre retards.
Partant, nous considérons que toutes les variables réagissent à un choc de politique
monétaire qui est pris être le taux court nominal. La décomposition de Cholesky entre les
différentes variables du Var révèle qu’il existe un dilemme, en termes d’assurance d’un
équilibre unique, entre la réaction à l’inflation courante et la réaction aux taux d’intérêt de long
terme. Lorsque la banque centrale utilise une règle de Taylor modifiée et augmentée des taux
longs, elle peut faire un arbitrage entre sa réaction à l’inflation avec celle des taux longs ;
puisque le taux long nominal incorpore les anticipations d’inflation future. Les fonctions de
17
réponse nous révèlent que la banque centrale abaisse systématiquement les taux courts en
réponse à des ralentissements cycliques et les augmente dans une phase d’expansion cyclique.
De ce fait, l’estimation basée sur la période 1983Q1 à 2006Q2 montre que les variations
de la tendance du taux d’inflation sont également une seconde source positive de co-mouvement
entre les taux d’intérêt de long terme et les taux courts comme il peut être constaté dans les
fonctions de réponse. Les taux longs bougent automatiquement avec les anticipations
d’inflation.
Ainsi, on observe le même cas de figure pour l’estimation de la période 1983Q1 à
1999Q1 où l’évolution des taux d’intérêt nominaux de long terme était sensible à celle des taux
courts bien que la menace de la politique de taux zéro appliquée par la Banque du Japon planait
sur les taux courts du marché monétaire nippon.
Tableau 1 : Résultat de la fonction de réaction augmentée des taux longs
Variable dépendante :
Valeurs estimées
Coefficient
γ
Ecart Type
Test de Student
0,817590
0,054527
14,99420***
0,731708
0,349066
2,096189**
α2
(-0,590048)
0,356454
-1,655330
β1
(0,394665)
0,382829
1,030918
β2
0,168625
0,389150
0,433317
ρ1
0,472570
0,103673
4,558265***
ρ2
-0,393044
0,106506
-3,690347***
R2
0,979821
α1
DW
i1,t , période 1983Q1 :2006Q2
1,894571
La fonction de réaction augmentée des taux d’intérêt nominaux de long terme est un modèle backwardlooking et estimé sur la période 1983Q1 : 2006Q2. Elle est également divisée en deux sous périodes. Les
résultats
sont
basés
sur
l’équation
de
la
forme :
i1,t = γi1,t −1 + α 1π t + α 2π t −1 + β 1 xt + β 2 xt −1 + ρ1i n,t + ρ 2 in ,t −1 + ε t . Où i1,t est le taux d’intérêt nominal
d’une période en d’autres termes, c’est le taux d’appel non garanti de la BOJ,
par la différence logarithmique du déflateur du PIB,
πt
est le taux d’inflation mesuré
xt est l’écart d’output estimé par le filtre de Hodrick-
18
Prescott (avec un lissage du log du PIB réel selon l’estimation conventionnelle de 1600) et
in ,t est le taux
d’intérêt nominal des obligations d’Etat de 10 ans. L’équation est estimée par la méthode des moindres carrés
ordinaires par un processus AR (1) sur l’ensemble des variables. Les parenthèses contiennent les écarts types et
le test de Student sur les coefficients. ***/ **/ * significativité aux différents seuils de 1, 5, et 10%.
Comme Goodfriend (1993) le note, les politiques d’action purement cyclique
renvoient à l’idée que ces politiques maintiennent une tendance du taux d’inflation. Par
ailleurs, ces politiques d’action purement cyclique exercent une influence sur les taux
longs et sont donc une source positive de corrélation entre les taux longs et les taux
courts. De fait, une politique de règle de taux court implique une réponse positive des
taux longs suite à un choc positif des taux courts nominaux.
En revanche, sous la période 1999Q2 à 2006Q2, les taux longs surréagissent par
rapport aux taux courts. Cette période couvre la période de la politique de taux zéro
appliquée par la Banque du Japon. L’estimation de cette période montre tout simplement
que l’impact de la politique monétaire sur les taux longs reste très ambigu. Nous
constatons qu’en présence de la limite inférieure zéro pour la période estimée entre
1999Q2 à 2006Q2, une baisse des taux courts aura tendance à diminuer les taux longs si
le public prévoit que les anticipations de court terme des taux courts futurs baisseront. Or,
les résultats montrent que la baisse des taux courts augmenterait les anticipations
d’inflation, les taux longs peuvent augmenter si cet effet domine l’effet sur les taux courts
futurs anticipés.
Dans le cadre de l’analyse menée ici, l’examen graphique (voir annexe) sur la
période 1983Q1 : 2006Q2 sur les estimations récursives des paramètres de la relation de
long terme de la fonction de réaction permet de déterminer les éventuelles variations de
ces paramètres (ou leur non significativité) au cours du temps. Ainsi, des estimations
récursives nous ont permis d’apprécier la stabilité des coefficients de la fonction de
réaction. L’évolution temporelle des coefficients estimés (avec leur intervalle de
confiance à 95%) indique que la stabilité des coefficients de lissage des taux longs et des
coefficients de l’inflation et de l’écart d’output est relativement bonne dans l’estimation
de la règle de Taylor augmentée des taux longs.
19
Décom position de la variance de l'écart d'output
100
décom position de la variance du taux d'inflation
100
100
100
80
80
80
80
60
60
60
60
40
40
40
40
20
20
20
20
0
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
E CA RT_OUTP UT
INFLA TION
0
10 11 12 13 14 15
0
1
80
80
60
60
40
40
20
20
0
0
4
5
6
7
8
E CA RT_OUTP UT
INFLA TION
9
10 11 12 13 14 15
TA UXLONG
CA LL
5
6
7
8
9
10 11 12 13 14 15
TA UXLONG
CA LL
décom position variance des taux courts
100
3
4
E CA RT_OUTP UT
INFLA TION
décom position variance des taux longs
2
3
TA UXLONG
CA LL
100
1
2
80
80
70
70
60
60
50
50
40
40
30
30
20
20
10
10
0
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10 11 12 13 14 15
E CA RT_OUTP UT
INFLA TION
TA UXLONG
CA LL
Fig. 2 : Modèle Var sur la fonction de réaction augmentée des taux longs
(1983Q1 :2006Q2)
Ce pendant, les résultats sont à prendre avec précaution dans la mesure où lorsque
les taux courts avoisinent la limite inférieure zéro, une politique de réaction basée sur les
taux courts peut paraître non performante. A ceci, nous pouvons soutenir que l’exercice
de la règle de Taylor même augmentée des taux longs peut paraître parcimonieux dans
l’évaluation de la règle de politique monétaire lorsque les taux courts approchent le
plancher zéro.
Par ailleurs, une approche de cointégration basée sur les taux d’intérêt de long
terme va nous permettre d’étudier les dynamiques de long terme et de court terme entre
les taux longs et les variables macroéconomiques lorsque les taux longs sont pris être
l’instrument principal de politique monétaire.
4.1.2 Analyse empirique d’un rendement de long terme comme instrument
principal de politique monétaire
Il convient d’abord d’étudier la relation existant entre les taux longs et les
anticipations d’inflation telle que définie par Fisher, et dans un deuxième temps, il sera
question d’estimer la règle de politique monétaire par le ciblage des taux longs comme
instrument de politique monétaire.
20
•
Relation de Fisher et les taux longs
Selon Irving Fisher (1930), les prêteurs et les emprunteurs fixent leur placement
en fonction du taux d’intérêt réel (lequel ne dépend que de facteurs réels de l’économie
et doit être stable), et le taux d’intérêt nominal s’en déduit en incorporant le taux
d’inflation anticipé. De ce fait, taux nominal et taux d’inflation doivent varier
corrélativement.
Ainsi, dans l’idée de motiver le travail empirique, nous discutons d’abord de ce
que la relation de Fisher implique sur le contenu prédictif des taux d’obligations sur
l’inflation future. La relation de Fisher pour le taux d’obligations m périodes est de la
forme :
it( m ) = rrt( m ) + π t.e ( m ) (8)
Où i (m ) est le taux d’obligations sur m périodes, π .e ( m ) est le taux d’inflation
anticipée sur m périodes, et rr m est le taux d’intérêt réel anticipé sur m périodes. La
relation de Fisher (1) relie le taux d’intérêt des obligations aux anticipations d’inflation
et du taux réel sur la durée de vie (m) de l’obligation.
Si le taux d’intérêt réel anticipé est constant et si les anticipations de l’inflation
sont rationnelles, dans ce cas la relation de Fisher dans (8) peut être exprimée comme
dans les équations (9) et (10).
it( m ) = rr + π t.+ m − ε t + m (9)
it( m ) − π t. = rr + (π t.+ m − π t. ) − ε t + m (10)
Où rr est le taux d’intérêt constant (par exemple, sous hypothèse de Mehra
(1996)), π t. + m est le taux d’inflation future à m périodes, π t. est le taux d’inflation
courant sur une période, ε t + m est l’erreur de prévision future sur m périodes qui est non
corrélée avec l’information passée.
L’équation (9) indique que le taux d’obligation contienne de l’information sur le
taux d’inflation future (m périodes), et l’équation (10) montre de manière similaire que
l’écart entre le taux d’obligation et le taux d’inflation courante ait de l’information sur
une variation dans le taux d’inflation future.
Les équations (9) et (10) ci-dessus supposent, ce pendant, que le taux réel anticipé
est constant. Si cette supposition est incorrecte, donc les changements dans le taux
d’obligations ou l’écart du taux d’obligation comme défini ci-dessus ne signaleront pas
nécessairement des changements dans le taux d’inflation future.
Depuis les travaux de Fisher (1930), de très nombreux auteurs ont investigué la
relation entre taux d’intérêt et inflation (Mishkin (1991, 1990) ; Mehra (2006, 1996) ;
Okina et Shiratsuka (2004)). Cependant, aucun consensus ne semble atteint parmi les
économistes concernant l’adéquation de cette relation.
Par ailleurs, Mehra (2006) montre qu’il est largement compris que les
investisseurs détenant des obligations d’Etat du gouvernement américain supportent un
risque d’inflation. Puisque l’inflation actuelle est plus ou moins élevée que ce qu’ils ont
prévu lorsque les investisseurs achetaient les obligations, ce qui rendrait leur détention
d’obligations de manière significative plus ou moins valable. Par conséquent, il existe une
incertitude considérable sur les prévisions d’inflation de long terme dans le sens que la
probabilité de distribution des prévisions d’inflation de long terme est largement
dispersée, les investisseurs exigent une compensation pour supporter le risque d’inflation,
et par conséquent, les obligations d’Etat de long terme contiennent des primes de risque.
21
Mehra estime un modèle à forme réduite des taux d’obligations qui lie les taux longs à
des variables macroéconomiques. Ses résultats indiquent que les taux longs américains
étaient positivement corrélés avec l’incertitude d’inflation à court terme sur la période
1984Q1 à 2004Q3, montrant qu’une hausse de l’incertitude sur les prévisions d’inflation
de court terme augmente l’incertitude sur les prévisions d’inflation de long terme et par
conséquent peut tenir compte de la présence de la prime de risque d’inflation sur les taux
d’intérêt de long terme.
Mishkin (1990) montre qu’on peut détecter un effet Fisher dans la structure par
terme de long terme et que la structure des taux pour des maturités ≤ 6 mois ne contient
pas d’information sur la trajectoire de l’inflation future. Selon Mishkin, on retrouve
l’effet Fisher sur les périodes 1953-1979 et sous l’ère de Greenspan 1982-1990, où
l’inflation et les taux nominaux ont des tendances marquées, mais pas sur la période de
Volker 1979-1982, où les séries sont extrêmement volatiles. Goodfriend (1993) va plus
loin en affirmant que le comportement de la Réserve Fédérale entre 1979-1992 pourrait
être attribué à la volatilité des taux longs. Goodfriend avance l’idée que les officiels de la
Fed ont interprété la hausse rapide des taux longs comme le produit de la hausse des
anticipations inflationnistes, reflétant une détérioration dans la crédibilité de leur combat
contre l’inflation.
•
Politique monétaire de taux long avec anticipation d’inflation
Le modèle présenté ici est inspiré des travaux de Mehra (1996, 1994) sur
l’équation des taux longs. Dans la lumière des travaux de Mehra, et contrairement au
modèle sur la fonction de réaction de la banque centrale, le taux des obligations d’Etat
dépend de l’inflation de l’écart d’output et des taux courts nominaux, nous nous
abstenons d’intégrer des retards dans le modèle de base. Ce choix s’explique tout
simplement que nous sommes tentés de mesurer les effets de court et de long terme
lorsque la banque centrale cible les taux longs par une approche de cointégration. Dans
cette logique, nous présentons un modèle à correction d’erreur de type Engle et Granger
où la dynamique de long terme est représentée comme suit
in ,t = λ0 + λ1π t + λ 2 xt + λ3 i1,t + µ t (11)
L’équation de long terme décrit les réponses de long terme à l’inflation, à l’écart
d’output et au taux nominal de court terme. Dans cette logique, les coefficients
λ1 , λ 2 et λ3 mesurent les réponses de long terme dans le sens qu’ils représentent la
somme des coefficients qui apparaissent sur les valeurs observées et passées des
déterminants économiques.
Par ailleurs, suivant la relation de Fisher présentée précédemment, le coefficient
λ1 détermine la prime d’inflation des taux longs. En d’autres termes, ce coefficient
mesure le degré de lien entre le taux d’intérêt nominal de long terme et l’inflation, il est
souvent estimé à 1.
En revanche, λ 2 et λ3 capturent l’influence de l’écart d’output des taux d’intérêt
nominaux de court terme sur la composante réelle des taux longs.
Si la relation de Fisher se vérifie entre les taux longs et l’inflation que ces deux
variables sont non stationnaires mais cointégrés comme dans Engle et Granger, donc
l’impact des autres coefficients de long terme peut être moindre.
Ce pendant, la dynamique de long terme échoue d’expliquer les mouvements de
court terme pour plusieurs raisons. D’abord, elle ignore les effets de court terme des
fondamentaux. Certains facteurs économiques, y compris ceux mesurant les actions de
politique monétaire, peuvent paraître importants en justifiant les changements de court
terme des taux longs, bien qu’il puisse ne pas avoir des effets de long terme.
22
Dans cette veine, dans l’esprit d’expliquer les variations de court terme des taux
longs, considérons le modèle à correction d’erreur de type Endry (1995) qui consiste à
rassembler les dynamiques de court et de long terme en une seule équation :
∆i n,t = β 0 + β 1 ∆π t + β 2 ∆xt + β 3 ∆i1,t − β 4 i n,t −1 + β 5π t −1 + β 6 xt −1 + β 7 i1,t −1 + ε t (12)
En effet, β 4 (force de rappel vers l’équilibre) est le coefficient de correction
d’erreur. Ce coefficient est estimé être négatif ; dans le cas contraire il convient de rejeter
une spécification du type modèle à correction d’erreur. Par conséquent, le mécanisme de
correction d’erreur (rattrapage qui permet de tendre vers la relation de long terme) irait
alors en sens contraire et s’éloignerait de la cible de long terme. Par ailleurs, les
coefficients β 1, β 2 et β 3 mesurent les réponses de court terme des taux longs aux
déterminants économiques.
Notons par ailleurs, que l’équation (12) est dans une forme à correction d’erreur
indiquant que les taux longs s’ajusteront dans le court terme si le taux des obligations
d’Etat de long terme diffère de sa valeur de long terme déterminée dans l’équation (11).
Le modèle à correction d’erreur implique d’abord que les variables soient non
stationnaires et qu’il existe au moins une relation de cointégration entre les variables. En
considérant que l’inflation est représentée par la différence première du log du déflateur
du PIB, il nous paraît logique de ne pas la différencier pour une deuxième fois. En effet,
nous avons effectué le test de stationnarité sur le déflateur du PIB qui montre que la
présence d’une racine unitaire est acceptée en niveau au seuil de 5% ce qui nous motive
de le stationnariser en différence première. Par ailleurs, la variable écart d’output par
construction est une moyenne stationnaire.
Nous utilisons deux tests de racine unitaire pour détecter la présence de variables
non stationnaires. Le test de Philips Perron (PP) qui teste l’hypothèse nulle de racine
unitaire contre l’hypothèse alternative de stationnarité au seuil de 5%. Ce test indique que
toutes les variables sont intégrées d’ordre 1 c'est-à-dire que l’ensemble des variables de
notre modèle rejette l’hypothèse de stationnarité en niveau. Ce résultat est conforté par le
test de Kwiatkowski, Phillips, Schmidt et Shin (1992) (connue sous le nom KPSS) qui
montre également que l’hypothèse nulle de stationnarité est acceptée en différence
première pour toutes les variables sauf pour les taux d’intérêt nominaux de court terme.
En raison de la faible puissance des tests Dickey Fuller et de Philips Perron de détecter
une rupture de tendance ou un changement de pente de la tendance, nous utilisons le test
de Perron pour détecter la rupture de tendance observée sur les taux courts nominaux.
Nous remarquons qu’une rupture de tendance est observée sur les courts au troisième
trimestre 1995, ce qui correspond à la baisse du taux nominal par la Banque du Japon de
57 points de base.
23
Tableau 2 : Test de Racine Unitaire
Retard
PP
Valeur
critique 5%
KPSS
Valeur
Critique 5%
it
2
-2,082701
-3,458856
0,096112
0,146000
Pt
1
-0,567470
-3,458856
0,314725
0,146000
in , t
1
-2,136350
-3,458856
∆it
0,247215
-
0,146000
-
2
-7,952282
-3,459397*
∆Pt
1
-10,36311
-3,459397*
0,045492
0,146000*
∆in , t
1
-8,306621
-3,459397*
0,063075
0,146000*
* significativité au seuil de 5%. Avec respectivement, i1,t le taux court
nominal, Pt le déflateur du PIB et in , t le taux d’intérêt nominal de long terme.
Tableau 3 : Test de Perron sur les taux courts nominaux
Test de Perron
-6,187829
Valeur critique
-4,062040***
-3,459950**
-3,156109*
***/ **/* significativité aux différents seuils de 1, 5 et 10%.
Dans cette veine, nous estimons l’équation (11) de la manière suivante :
∆i n ,t = 0,54 + 0,15∆π t
− 1,89∆xt + 0,47 ∆i1,t − 0,27i n ,t −1 + 0,06π t −1 − 0,16 x t −1 + 0,14i1,t −1 + ε t
( 2,86) * * * (0,45)
(−0,54)
R 2 = 0,30
DW = 1,85
(5,16) * * * (−3,42) * * * (1,04)
(−0,57)
(2,19) * *
On constate que le coefficient associé à la force de rappel ( β 4 ) est négatif (-0,27)
et significativement différent de zéro au seuil de statistique de 5% (son t de student
(chiffre entre parenthèse) est supérieur à 1,96 en valeur absolue). Il existe bien un
mécanisme à correction d’erreur : à long terme les déséquilibres entre les taux longs et les
différentes variables explicatives se compensent de sorte que la variable endogène et les
variables exogènes aient des trajectoires similaires.
Comme il peut être analysé dans l’équation du modèle à correction d’erreur, les
coefficients qui apparaissent sur les diverses variables explicatives ont leurs signes
prédits par la théorie économique. Toutes les variables sont significativement différentes
de zéro, mais, elles ne sont pas toutes significatives. Les résultats indiquent que dans le
court terme seul la variation des taux longs nominaux répond à la variation des taux
courts impliquant qu’une hausse d’un point de pourcentage des taux courts entraîne une
hausse des taux longs de 47 points de base à court terme. Egalement, nous retrouvons une
dynamique de long terme entre les taux courts et les taux longs. L’analyse de la
dynamique de long terme montre qu’une hausse des taux courts se répercute sur les taux
longs.
24
En présence de la limite inférieure zéro sur les taux courts, les variations de court
terme des taux longs ne sont pas corrélées avec celles du taux d’inflation et de l’écart
d’output. Les coefficients estimés qui apparaissent sur l’inflation et l’écart d’output
présentent les bons signes mais rejettent en globalité l’hypothèse de significativité des
coefficients au seuil de 5%. Ceci indique qu’avec une politique de taux 0 et avec la
menace d’une spirale déflationniste, les accélérations de l’inflation à court et à long terme
de même que les accélérations de l’écart d’output ne sont pas accompagnées par une
hausse des taux d’intérêt de long terme. Par ailleurs, nous rejetons l’effet Fisher entre les
taux longs et la dynamique d’inflation.
4.3 Le ciblage des taux longs est-il optimal à la limite inférieure 0 ?
Dans le sillage des deux modèles que nous avons présentés, il nous semble
intéressant, à présent, d’étudier les réactions de l’inflation et de l’écart d’output aux
différents chocs des règles de type 1 et 2 et de la règle de Taylor. Les graphiques (en
annexe) sur les fonctions de réponse impulsionnelles montrent les réactions de l’inflation
et de l’écart d’output aux chocs des taux longs et des taux courts.
Partant, l’exemple de la Banque du Japon a motivé plusieurs économistes et
banquiers centraux, durant les périodes néfastes que l’économie nippone a connu, à
suggérer que la BOJ devrait conduire des achats fermes ou souscrire des obligations
d’Etat de long terme dans l’idée d’affecter à la baisse les taux longs. Ces considérations
nous obligent à nous interroger sur des questions relatives à l’idée de savoir si la banque
centrale devrait considérer les taux longs comme son objectif principal, ou bien sur l’idée
de savoir si la banque centrale pourrait contrôler directement les taux longs dans l’objectif
d’affecter les rendements de long terme.
Concernant ces interrogations, les taux d’intérêt de long terme restent un bon
indicateur pour les autorités monétaires dans l’évaluation de la politique monétaire.
Cependant, des études empiriques sur la question des fonctions de réaction des banques
centrales montrent qu’aucune banque centrale dans les pays de l’OCDE ne laisse présager
de fixer les taux longs comme objectif principal de politique monétaire. En général,
l’autorité monétaire détermine un taux d’intérêt nominal de court terme, lequel permet
aux banques commerciales d’emprunter et de prêter entre elles sur une base de courte
période (souvent journalier). A cet effet, Gordon (2004) note que la relation entre la cible
du taux des fonds fédéraux et les obligations d’Etat du Trésor américain de 10ans est
beaucoup moins significative que celle entre la cible des fonds fédéraux et le taux des
obligations d’un an. Selon Gordon (2004), le taux de 10 ans apparaît répondre beaucoup
moins à la baisse de la cible du taux de la Fed qu’à la hausse. Par ailleurs, le taux de 10
ans apparaît bouger considérablement en avance aux variations de la cible de la Fed.
Ainsi comme le fait souligner Gordon (2004), la Réserve Fédérale a beaucoup moins de
levier sur les taux longs que sur les taux courts.
En revanche, d’une perspective macroéconomique, les taux d’intérêt de long
terme- tels que les taux hypothécaires, les taux des obligations privées, et les taux sur les
obligations d’Etat sont plus significatifs que les taux courts, puisque ces taux sont les plus
essentiels pour les décisions de dépense et d’investissement faites par les agents
économiques et les opérateurs économiques. Par ailleurs, ces taux d’intérêt de long terme
sont déterminés non pas par la banque centrale mais par les participants dans les marchés
financiers profonds et sophistiqués. Bien qu’aucune banque centrale ne puisse déterminer
de manière directe les taux longs, néanmoins, elle peut exercer une influence significative
sur ces taux à travers son contrôle sur les valeurs courantes et futures des taux d’intérêt de
court terme. Notons que le lien essentiel entre les taux courts et les taux d’intérêt de long
terme est la formation des anticipations du secteur privé sur les actions de la politique
monétaire future.
En effet, les taux d’intérêt de long terme incarnent les anticipations des
participants des marchés financiers sur la trajectoire future des taux courts, lesquels en
retour sont fermement liés aux anticipations sur le taux court courant. Ainsi, pour
25
influencer les taux d’intérêt de long terme, l’autorité monétaire doit influencer les
anticipations du secteur privé sur les valeurs futures du taux nominal de court terme.
L’autorité monétaire peut faire ceci à travers ses politiques de communication, par la
mise en place de certains modes de comportement, ou les deux à la fois (Bernanke, 2004).
Bernanke (2004) s’intéresse à l’effet des anticipations de modes de comportement du
comité de politique monétaire pour décrire le comportement gradualiste de la politique de
la Réserve Fédérale entre 2000 et 2004.
Cependant, une littérature sur la question de la limite inférieure zéro des taux
courts argue que sous une contraction sévère, les opérations d’open market peuvent être
insuffisantes pour restaurer l’équilibre. Ceci implique que la règle de Taylor devrait être
modifiée pour prendre en compte la limite inférieure zéro (Ueda (2005, 2000) ; Kuttner et
Posen (2004) ; Mishkin et Takatoshi (2004)).
La représentation graphique ci-dessous montre que le modèle à correction
d’erreur sur la fonction de réaction des taux longs implique que la valeur prévue des taux
longs soit considérée être la cible des taux longs que la banque centrale aurait poursuivie
si la fonction de réaction était suivie sans une déviation. Ainsi que l’illustre le graphique
(3) sur la trajectoire des taux longs observés et ceux anticipés, une politique de réaction
basée sur les taux longs dévie l’objectif de l’autorité monétaire de sa cible.
10.0
%
10.0
5.0
4.0
5.0
4.0
3.0
2.5
2.0
3.0
2.5
2.0
1.5
1.5
1.0
1.0
0.5
Jan 1983Jan 1987Jan 1991Jan 1995Jan 1999Jan 2003
0.5
TAUX LONGS PREDITS
TAUXS LONGS OBSERVES
Fig. 3 : Valeur prédite des taux longs (en échelle logarithmique)
En tout état de cause, comme montré par les différentes fonctions de réponse (en
annexe), les réponses impulsionnelles suggèrent que le comportement dynamique de
l’économie soit significativement affecté par le choix de la politique de règle. En
conséquence, dans un environnement de politique de taux d’intérêt zéro, les différentes
règles impliquent que l’autorité monétaire ait un arbitrage entre la stabilisation de
l’inflation et celle de l’écart d’output. Un choc de taux court dans la règle de Taylor
nécessite que l’inflation se stabilise durant une période de deux ans avant de retrouver son
niveau de long terme. Quant à l’écart d’output, il réagit moins à un choc de politique de
26
taux. Ce phénomène peut être également observé lorsqu’un choc d’écart d’output se
produit, les taux courts augmentent afin d’atténuer les tensions inflationnistes.
5. Conclusion
Cet article a pour objet d’étudier comment la limite inférieure zéro sur les taux
courts est en mesure d’affecter la mise en œuvre de la politique monétaire. En effet, à la
limite inférieure zéro, les politiques de communication des banques centrales sur les
actions de politique monétaire future peuvent avoir un rôle clef dans leur capacité à
affecter les taux d’intérêt de long terme. De cette manière, au moment où les anticipations
des marchés financiers jouent un rôle prépondérant dans le mécanisme de transmission de
la politique monétaire, une action de la banque centrale sur la courbe des taux dépend
essentiellement de sa capacité à influencer les anticipations des marchés financiers de la
trajectoire future de la politique monétaire. Ceci montre également l’importance des
politiques de communications des banquiers centraux lorsque les taux courts nominaux
approchent le plancher zéro.
A cet effet, la transparence et la crédibilité dans la politique de communication de
la banque centrale peuvent rendre la politique monétaire plus efficace de deux manières.
D’abord, une meilleure information sur les actions et les intentions de la banque centrale
augmente le degré auquel les décisions de la banque centrale sur la politique de taux
d’intérêt peuvent affecter les anticipations des taux d’intérêt futurs et, par conséquent,
d’autres prix d’actifs financiers. Et ensuite, une bonne communication de la banque
centrale peut aider à ancrer les anticipations d’inflation de long terme, conduisant à une
plus stabilité des conditions macroéconomiques.
En effet, cet article a tenté de recadrer le débat sur le ciblage des taux longs
comme instrument principal de politique monétaire lorsque les taux courts sont limités
par la contrainte de non négativité. L’idée que l’utilisation d’un taux d’intérêt de long
terme comme l’instrument principal de politique monétaire permettrait une plus grande
portée à l’efficacité de la politique monétaire au moins sous certaines conditions, lorsque
les taux courts nominaux sont contraints par la limite inférieure 0. Ainsi, on présume qu’il
existe un ensemble de résultats qui ne seraient pas réalisables en utilisant le taux d’intérêt
nominal de court terme comme instrument de politique monétaire, puisque ces résultats
exigent que les taux courts deviennent négatifs. Dans ce contexte, une banque centrale qui
suit généralement une règle de taux d’intérêt nominal de court terme mais passe à un
certain type de signal ou de stratégies de communication à la limite inférieure 0 peut
ébranler son engagement de crédibilité de long terme. Dans cette situation, une règle de
politique de taux long, laquelle pourrait être suivie et communiquée à tout moment et
dans toutes les situations, semblerait avoir un certain avantage lorsque les taux courts
approchent la limite inférieure 0.
Cependant, la banque centrale a un contrôle direct sur les taux courts mais ne
détermine pas les taux d’intérêt de long terme qui sont fixés sur les marchés financiers.
Dans ce cadre, à travers un modèle économétrique, nous avons eu à démontrer
que la seule règle de Taylor est insuffisante pour stabiliser l’écart d’inflation et l’écart
d’output à leur niveau stationnaire lorsque les taux nominaux sont contraints par la limite
inférieure zéro. Dès lors, lorsque la limite inférieure est prise en compte dans la règle de
Taylor augmentée des taux d’intérêt de long terme, l’inflation et les taux d’intérêt de long
réagissent à une variation des taux courts nominaux. Mais, en présence des effets
déflationnistes, l’écart d’output observé et retardé ne sont pas affectés par une variation
des taux courts.
27
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29
Annexe
1. Règle de type :
i1,t = γi1,t −1 + α 1π t + α 2π t −1 + β 1 xt + β 2 xt −1 + ρ1i n,t + ρ 2 in ,t −1 + ε t
avec
Coefficient
i1,t ≥ 0
1983Q1 :1999Q1
1999Q2 :2006Q2
0,784455
(0,073000)
(10,74596)***
0,523283
(0,548664)
(0,953741)
0,558176
(0,181981)
(3,067226)***
-0,070506
(0,129646)
(-0,543838)
α2
-0,313441
(0,594680)
(-0,527075)
0,075679
(0,121916)
(0,620747)
β1
0,804409
(0,675143)
(1,191464)
0,041758
(0,066652)
(0,626509)
β2
0,264619
(0,659654)
(0,401147)
-0,016135
(0,067615)
(-0,238628)
ρ1
0,483325
(0,124476)
(3,882870)****
0,056693
(0,048051)
(1,179843)
ρ2
-0,424075
(0,128852)
(-3,291179)***
-0,042719
(0,052604)
(-0,812102)
R2
0,967986
0,307855
1,915878
1,526405
γ
α1
DW
30
Fig. 6 : FONCTION DE REPONSE : Règle de Taylor
REGLE DE TAYLOR
CHOC D'E CART OUTPUT
écart output
CHOC D'INFLATION
CHOC DE TAUX COURT NOMINAL
écart output
écart d'output
.16
.16
.16
.16
.16
.16
.12
.12
.12
.12
.12
.12
.08
.08
.08
.08
.08
.08
.04
.04
.04
.04
.04
.04
réponse de l'écart d'output .00
.00
.00
.00
.00
.00
-.04
-.04
-.04
-.04
-.04
-.04
-.08
-.08
-.08
-.08
-.08
-.08
-.12
-.12
-.12
-.12
-.12
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
inflation
réponse de l'inflation
inflation
inflation
.6
.6
.6
.6
.6
.6
.5
.5
.5
.5
.5
.5
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.3
.3
.3
.3
.3
.3
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.1
.1
.1
.1
.1
.1
.0
.0
.0
.0
.0
.0
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
réponse des taux courts nominaux
-.12
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
-.3
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
taux court nominal
taux court nominal
taux court nominal
0.8
0.8
0.8
0.8
0.8
0.8
0.4
0.4
0.4
0.4
0.4
0.4
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
-0.4
-0.4
-0.4
-0.4
-0.4
-0.4
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
31
FONCTION DE REACTION DES TAUX LONGS
CHOC D'ECART OUTPUT
CHOC D'INFLATION
écart output
réponse écartoutp ut
écart output
écart output
.16
.16
.16
.16
.16
.16
.12
.12
.12
.12
.12
.12
.12
.12
.08
.08
.08
.08
.08
.08
.08
.08
.04
.04
.04
.04
.04
.04
.04
.04
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
-.04
-.04
-.04
-.04
-.04
-.04
-.04
-.04
-.08
-.08
-.08
-.08
-.08
-.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
inflation
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
inflation
-.08
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
inflation
inflation
.5
.5
.5
.5
.5
.5
.5
.5
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.3
.3
.3
.3
.3
.3
.3
.3
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.1
.1
.1
.1
.1
.1
.1
.1
.0
.0
.0
.0
.0
.0
.0
.0
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
taux court nominal
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
taux court nominal
-.4
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
taux court nominal
taux court nominal
.6
.6
.6
.6
.6
.6
.6
.6
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.0
.0
.0
.0
.0
.0
.0
.0
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.6
-.6
-.6
-.6
-.6
-.6
-.6
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
taux longs
réponse ta ux lo ngs
écart output
.16
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
réponse taux court nomin al
CHOC DES TAUX LONGS
.16
-.08
réponse inflation
CHOC DE TAUX COURT NOMINAL
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
taux longs
-.6
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
taux longs
taux longs
.5
.5
.5
.5
.5
.5
.5
.5
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.4
.3
.3
.3
.3
.3
.3
.3
.3
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.2
.1
.1
.1
.1
.1
.1
.1
.1
.0
.0
.0
.0
.0
.0
.0
.0
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.1
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.2
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.3
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
-.4
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
-.4
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
32
33