Règle de Taylor dans le cadre du Ciblage d`inflation: Cas de la

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Règle de Taylor dans le cadre du Ciblage d’inflation:
Cas de la Nouvelle Zélande
Résumé :
La nouvelle Zélande est le pays ayant la plus grande expérience en politique du ciblage d’inflation. Cette politique a été annoncée en 4 Mars
1989 et mise en œuvre en 1ér Février 1990. Ce pays admet une cible d’inflation bien définie et une structure politique claire mise en place
pour la réussir. En effet, pour conduire une telle politique Taylor, a mis en place une règle nommée la règle de Taylor. Cette règle est
devenue une référence pour la plupart des études qui cherchaient les règles et les instruments adéquats de la conduite des politiques
économiques. Durant ce travail de recherche, nous allons montrer si cette règle avec les paramètres conventionnels déterminés sur
l’économie des Etats-Unis décrit le comportement de la réserve banque de la nouvelle Zélande. Sachant que cette dernière accorde plus de
préoccupation à la stabilité des prix qu’à la stabilité de l’activité économique. Ainsi, vu les différences dans les objectifs et dans les structures
des différentes économies, la règle de Taylor diffère d’un pays à d’autres. Ceci conduit à l’émergence des règles des Types de Taylor. De ce
fait, pour déterminer l’instrument qui répond mieux aux comportements de la banque centrale de la nouvelle Zélande, on adopte en premier
lieu la méthodologie suivie par Clarida, Galí et Gertler (1998). À partir de là, on montre, dans une première étape, que la banque centrale de
la nouvelle Zélande suit une règle de type de Taylor avec des données courantes d’inflation et d’output gap et elle adopte un ajustement
partiel du taux d’intérêt. Cet ajustement de taux est d’adopter pour assurer une stabilité au sein de l’économie et évite d’opérer de trop
fréquents retournements de son taux d’intérêt directeur afin de minimiser les coûts d’apprentissage. Or suite aux critiques adressées par
certains auteurs tel que McCallum (1993) qui suggère que ce type de fonction n’est plus opérationnel étant donné qu’elle a besoin des
informations que les décideurs de politiques ne disposent pas actuellement. Ainsi en utilisant la propre prévision de la BCNZ d’inflation, on
conclue que la règle optimale de conduite de politique monétaire est celle avec prévision d’inflation (c'est-à-dire sous version ForwardLooking). En dernière étape, il s’agit de vérifier l’hypothèse si la BCNZ agit explicitement aux fluctuations du taux de change étant donné
que cette variable inclue des informations additionnelles sur l’allure future de l’inflation qui n’est pas nécessairement capturée par l’inflation
courante et/ou l’output gap. Le résultat nous amène à conclure que la BCNZ n’agit pas explicitement aux fluctuations du taux de change,
mais selon les critères de sélection du modèle, cette variable doit être prise en compte dans la fonction de réaction de la banque centrale. Ceci
est dû au canal de transmission indirect du canal du taux de change.
Mots clés : règle de Taylor, ciblage d’inflation, politique monétaire, taux de change, ajustement partiel
du taux d’intérêt, Forward-Looking, Nouvelle Zélande.
Abstract:
The New Zealand has the longest experience in inflation targeting; this policy had announced in 4 March 1989 and took place in 1 February
1990, In addition the New Zealand has the most clearly defined target and policy framework for achieving it. Thus, for conduct this policy,
Taylor define an instrument in 1993 which called «Taylor rule», this rule become the reference for all study how look for the rule or the
instruments to conduct the policy of inflation targeting. We show that the Taylor rule with standard parameter used in the US doesn’t
describe New Zealand monetary policy in the view of different object for two banks; the RBNZ has focused rather more strongly on price
stability, as required by its policy Target Agreements. To determinate the efficient instrument following by the RBNZ for conduct the policy
of inflation targeting, we adopt firstly the methodology developed by Clarida, Galí and Gertler (1998), therefore we show that the RBNZ
follow the Taylor type-rule with actual data for inflation and output gap. So we find a clear smoothing element to the Bank’s policy rather
than immediate response to every small fluctuation. We following the critic addressed by McCallum (1993) and Mayer (2000) on this type of
rule who use the actual data for inflation and output gap, these author regard that these rule aren’t operational because they require
information that the bank didn’t dispose. Secondly, we adopt the methodology developed by Lubick and Shorfheide (2005) for estimate the
monetary policy under Forward-Looking version, however using the Bank’s own forecasts; we find that the behaviour for the RBNZ was
well described by Taylor type rule under Forward-Looking version. After, determinate the robust monetary policy, we test if the RBNZ take
the fluctuation to rate of change into account in the monetary policy rule, because this variable give an additional information about the
future path of inflation who didn’t captured by the actual inflation and actual output gap. We find that the RBNZ didn’t respond explicitly for
the fluctuation of change rate, but we referred for the criteria of selection of optimal model, we conclude, while this variable didn’t
significant it should appear in the rule of reaction function of the RBNZ.
Key words: Taylor rule, inflation Targeting, monetary policy, change rate, smoother interest rate, Forward-Looking, New Zealand.
-1-
I. Introduction
L’instabilité des prix est source d’incertitude, elle fausse le processus de décision
économique et entrave la croissance économique. Généralement, cette instabilité résulte de
l’inflation. L’origine de l’inflation est attribuée à l’excès de liquidité, c'est-à-dire qu’il y a trop
de monnaie pour trop peu de biens. Si la monnaie en circulation augmente, les particuliers
accroissent leurs demandes des biens et des services. Si cette demande ne s’accompagne pas
d’une augmentation de production, les prix montent. Ainsi, pour remédier à ce problème, des
travaux de recherche ont été élaborés afin de déterminer sur quelles variables doit-on agir
pour stabiliser les prix. La plupart de ces travaux se sont concentrés sur le taux de change
étant donné qu’il présente un canal de transmission des chocs extérieurs. En effet, entre la fin
de la seconde guerre mondiale et le début des années 70, le système de change fixe établi par
Bretton Woods (1944-1977) faisait de la maîtrise de l’inflation aux Etats-Unis le point
d’ancrage de la stabilité des prix dans les autres pays. Après l’effondrement de ce système (1)
entre 1971 et 1973, quelques pays y compris la plupart des pays en développement, ont
continué à appliquer un taux fixe et s’en sont servi pour maîtriser l’inflation, en rattachant leur
monnaie à la monnaie d’un autre pays à faible inflation. Cette stratégie présente certains
inconvénients. En effet, il est devenu plus difficile de satisfaire aux conditions nécessaires
pour maintenir un taux de change fixe en raison de la croissance de l’instabilité des flux des
capitaux durant les dernières années, comme en témoignent les crises monétaires des années
90. En outre, cette stratégie limite la capacité de riposte de la banque centrale face aux chocs.
D’autre part, d’autres pays dont la plupart des pays industrialisés, ont adopté un taux de
change flexible. Ils ont eu besoin d’un nouveau point d’ancrage intérieur pour assurer la
stabilité des prix. A compter du milieu des années 70, quelques pays industrialisés ont adopté
des objectifs de croissance des agrégats monétaires. Pour maîtriser l’inflation, la banque
centrale de chacun de ces pays visait des objectifs intermédiaires de taux de croissance
monétaire. Ces objectifs doivent conduire au taux d’inflation souhaité. Bien que cette stratégie
ait permis à certains pays de réduire leurs inflations, l’échec répété et l’instabilité persistante
de la relation entre la croissance monétaire et l’inflation ont poussé la plupart des pays à
cesser de cibler les agrégats monétaires pendant les années 80. Alors, les tentatives des
différentes banques centrales et plusieurs recherches se sont concentrées sur la recherche
d’une nouvelle variable à cibler et à mettre en place une nouvelle politique visant de maîtriser
l’inflation.
A la fin des années 80, de nombreux pays industrialisés suivis par des pays à marché
(1)
L’effondrement de ce système est dû au dilemme de Triffin ou le problème de La Ne monnaie[1]
-2-
émergent ont commencé à cibler l’inflation. D’où, l’apparition d’une nouvelle politique
économique nommée « ciblage d’inflation ». La politique du ciblage d’inflation est une règle
de décision qui vise à accroître la transparence autour de la politique monétaire menée par
une banque centrale. En clair, il s’agit pour cette dernière de canaliser les anticipations des
agents économiques, en annonçant clairement le niveau de l’inflation ciblée. Elle tente de
rendre son action plus prévisible et plus lisible par les agents et donc de réduire la volatilité
sur les marchés. Par ailleurs, loin de s’appliquer de manière automatique, cette règle de
transparence se repose en fait sur une vision flexible et pragmatique de la politique monétaire
permettant de dégager de véritables marges de manœuvre.
La nouvelle Zélande fut le premier pays à adopter cette politique économique en mars
1989 et à l’appliquer dés février 1990. Aujourd’hui, plusieurs pays ont recours à la politique
du ciblage d’inflation, mais uniquement dix-huit entre elles adoptent cette politique d’une
manière claire et crédible
(2)
. Ces derniers satisfont à 3 critères, d’un côté ils s’engagent
explicitement à atteindre un objectif d’inflation prédéfini dans un délai prédéterminé. D’un
autre côté, ces pays se caractérisent par l’indépendance opérationnelle vis-à-vis du
gouvernement, du fait que la banque centrale est libre de poursuivre son objectif d’inflation.
Le dernier critère est d’annoncer leur objectif au public pour assurer la crédibilité de leurs
politiques monétaires.
La politique de ciblage d’inflation vise l’action sur l’inflation. En effet, lorsque
l’inflation tente de s’écarter de son objectif, la banque centrale utilise des instruments de
politique monétaire pour aligner l’inflation prévue sur l’objectif. C’est ainsi que plusieurs
recherches étaient menées pour déterminer l’instrument adéquat pour conduire une telle
politique. J.Taylor est le pionnier qui a proposé un instrument de conduite de la politique
monétaire pour la banque réserve fédéral des Etats-Unis appelé « règle de Taylor ». Cette
règle est un simple instrument du taux d’intérêt reliant le taux d’intérêt nominal à certains
petits nombres de variables économiques généralement l’inflation et l’activité. Etant donné les
objectifs adoptés par la réserve fédérale (dualité entre la stabilité de l’inflation et la stabilité de
l’activité économique), Taylor [2] accorde deux coefficients égaux à 0.5 pour l’écart
d’inflation et l’output gap. Vu la simplicité de cette règle et puisqu’elle réduit les
investigations économétriques, elle s’est progressivement imposée comme une règle de
référence pour la plupart des travaux empiriques bien que sa vocation initiale ait été plus
descriptive que normative. Sur un mode plus élaboré, d’autres règles normatives
(2)
Les 18 pays sont : Nouvelle Zélande, Canada, Royaume-Uni, Australie, Suède, république de Tchèque, Israël,
Brésil, Chili, Pologne, Colombie, Corée, Afrique du sud, Thaïlande, Hongarie, Islande, Mexique, Norvège.
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généralement qualifiées alors d’optimales, peuvent être dérivées des petits modèles
macroéconomiques. Ces modèles comprennent une équation spécifiant la «fonction de perte»
de la banque centrale et censée représenter l’importance relative des objectifs qu’elle
poursuive. Ces règles qui sont qualifiées d’optimales sont appelées fonctions de réactions des
banques centrales. Ces fonctions se diffèrent d’un pays à un autre et d’une période à une
autre pour le même pays. Les différences se manifestent dans les poids accordés aux
différentes variables économiques et dans les variables à inclure dans telles règles. En outre,
d’autres différences s’ajoutent tel que le choix du timing des variables économiques qui doit
être pris en considération pour exprimer le taux d’intérêt du court terme. En effet, Taylor
propose d’exprimer le taux d’intérêt du court terme de la réserve fédérale en fonction des
données courantes ou celle du dernier trimestre de l’output gap et de l’inflation. Les
différences entre ces fonctions sont dues aux différences dans les objectifs économiques de
différentes banques centrales et de la différence des structures économiques des différents
pays.
Svenson [3], montre que des règles plus complexes peuvent être plus effectives pour
atteindre les objectifs de la politique, mais la règle de type Taylor demeure tout à fait
optimale. Cependant, la détermination de la règle est entravée par un manque dans
l’information temporaire pour la variable de l’inflation et l’output. Ainsi, plusieurs chercheurs
et économistes ont critiqué les règles déterminées en fonction des données courantes de
l’inflation et de l’output gap. Dans ce contexte, McCallum [4] note que ce type de fonction
(c'est-à-dire en fonction des données courantes) n’est plus opérationnel étant donné qu’elle a
besoin des informations que les décideurs de politiques ne disposent pas actuellement. De
même, Mayes [5] critique à son tour ce type de règle, car ceci implique le fait qu’on relie des
informations dont on ne dispose pas. Ainsi, il considère qu’il n’est plus optimal de suivre ce
type de règles. Afin de les rendre réalisable et efficace, la plupart des chercheurs et
économistes suggèrent de remplacer ces variables par des prévisions d’inflation et d’output
réel, en tenant compte des objectifs de la banque centrale
(3)
. Cela permet de relier des
informations dont on dispose, d’où émerge la notion de Forward-looking de la règle.
Ainsi, l’objectif de ce travail de recherche est de déterminer la nature de la règle qui
reflète le comportement de la banque centrale de la nouvelle Zélande en cas de ciblage
(3)
Tenir compte de l’objectif fixé par la banque centrale va aboutir à considérer l’anticipation de l’une des
variables, soit l’inflation soit l’output. En effet, l’objectif principal de la nouvelle Zélande est la stabilité des prix.
Des économistes considèrent que l’adoption de l’anticipation unique d’inflation et de la donnée courante de
l’output gap aboutit à la règle optimale. Alors que pour la réserve fédérale des Etats-Unis, vu la dualité dans ses
objectifs entre la stabilité des prix et de l’activité, les auteurs suggèrent d’adopter aux prévisions des deux
variables.
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d’inflation durant la période de 1990 à 2005. Autrement dit les variables que doive inclure la
règle de type de Taylor pour le cas de la nouvelle Zélande pour conduire sa politique
économique du ciblage d’inflation. Ainsi, on anticipe de trouver un faible poids accordé à
l’output ou au moins faible à celui de Taylor étant donné que l’objectif principal de la
nouvelle Zélande est la stabilité des prix, alors que la stabilité économique est considérée
comme un objectif secondaire. En second point, l’objectif de ce travail est de déterminer si la
banque centrale de la nouvelle Zélande prend en considération les fluctuations du taux de
change pour conduire sa politique du ciblage d’inflation. Vu que cette variable inclura des
informations additionnelles sur l’allure future de l’inflation n’est pas nécessairement capturée
par l’inflation courante ou l’output gap. En outre, elle fournit des indicateurs clés sur l’état de
l’économie plus qu’en se référant uniquement au taux d’intérêt.
Le choix de la nouvelle Zélande parmi plusieurs autres pays qui ont adopté le ciblage
d’inflation est dû à plusieurs raisons. D’une part, la nouvelle Zélande est le premier pays qui a
adopté la politique du ciblage d’inflation, donc c’est la plus grande expérience de cette banque
centrale dans cette politique. D’autre part, la banque centrale de la nouvelle Zélande c’est
l’unique banque centrale qui a publié des données sur les prévisions de l’inflation pour un
nombre d’années significatives.
Par conséquent la structure de ce papier est comme suit : la première partie est une
revue de la littérature sur la règle de Taylor traditionnelle, qui s’est progressivement
considérée comme une règle de référence pour la plupart des travaux de recherche portant sur
ce sujet, et sur quelques applications ou estimations de la règle de type de Taylor pour
certains pays adoptant le ciblage d’inflation. La deuxième section contient la source des
données et la méthodologie théorique suivie dans ce travail pour déterminer l’instrument
optimal de type Taylor pour conduire la politique du ciblage d’inflation en nouvelle Zélande.
La section 3 représente l’évolution des principales variables économiques qui traduisent le
changement économique à partir de 1990, date de la mise en œuvre de la politique du ciblage
d’inflation. La dernière section c’est la partie de détermination de la règle de politique
monétaire optimale pour la nouvelle Zélande au sein de la politique économique du ciblage
d’inflation et voir l’effet du canal du taux de change sur ce type d’instrument politique.
II. Revue de la littérature
1) Règle de Taylor Traditionnelle et émergence de règle de type Taylor
Plusieurs recherches s’intéressent sur les règles de politiques monétaires. Elle se
caractérise par des débats entres certaines écoles économiques. Deux notions étaient au cœur
-5-
de ce débat, la neutralité de la monnaie et le biais inflationniste des politiques monétaires. En
effet, la neutralité de monnaie est une ancienne idée des classiques qui était réaffirmée par les
théoriciens des cycles réels qui considèrent que si la monnaie n’est plus neutre aujourd’hui à
court terme, elle l’est à long terme. Ainsi la politique monétaire doit se concentrer sur
l’ancrage de l’économie, en définissant par exemple un objectif maximal d’inflation. D’où,
l’objectif de stabilisation économique devient un objectif tout à fait secondaire. Alors que
Barro et Gorden [6] ont conclu que « dans les régimes des politiques monétaires
discrétionnaires les autorités monétaires sont toujours soupçonnées par les agents privés de
vouloir faire de l’inflation surprise pour stimuler l’activité ». Elles sont donc peu crédibles, ce
qui crée le biais inflationniste de la politique discrétionnaire. Ainsi, Rogoff [7] envisage une
solution pour réduire le biais inflationniste et sortir de ce conflit et du manque de crédibilité.
Cette solution consiste à supposer des règles de comportement actives pour les autorités
monétaires. L’avantage de ces règles est leur souplesse et l’engagement des autorités sur un
mode de comportement immuable, ce qui les préserve de l’incohérence temporelle et du biais
inflationniste. Rogoff est le premier à avoir évoqué les règles actives, mais Taylor est le
premier à formuler une règle exprimée en fonction du taux d’intérêt à court terme.
En 1993, John Taylor a développé une simple règle du taux d’intérêt pour le choix et
l’évaluation des instruments de conduite de la politique monétaire. Cette règle est connue sous
le nom de la règle de Taylor. Elle peut être utilisée à la fois pour l’évaluation des politiques
monétaires ultérieurs et pour la détermination des politiques futures. Elle recommande une
hausse du taux quand le taux d’inflation est au-dessus de son niveau cible et une baisse en cas
de récession. En effet, l’instrument de conduite de la politique monétaire présenté par Taylor
suggère que la banque centrale mette en relation le taux d’intérêt du court terme avec
l’inflation et le cycle économique. Plus précisément, la règle montre que le niveau nominal du
taux d’intérêt de la banque de réserve fédérale (USA) est égal au taux d’inflation plus le taux
d’intérêt réel d’équilibre plus les deux écarts ayant des coefficients égales à 0.5 ; l’écart de
l’inflation de sa cible et la déviation du produit intérieur brut de son niveau potentiel. La règle
proposée par Taylor est la suivante :
i = π + r * + gYG + h(π − π * ) . Pour Taylor g = h = 0.5
Cette règle est une extension des études de Bryan [8] et de Henderson et Mckibbin [9].
Ils considèrent la règle de politique monétaire qui consiste en la déviation du taux d’intérêt de
son niveau d’équilibre ( i de i * ) comme une fonction linéaire de la déviation de la variable Z
de son niveau cible, ce-ci implique :
i − i * = θ (Z − Z * )
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Toutes les études convergent vers deux variables clés comme étant des bons indicateurs
de l’économie. Ces études exigent le ciblage de la somme du niveau du prix et de l’output,
ceci implique le ciblage du revenu nominal : i − i * = θ π (π − π * ) + θ q (q − q * )
Ainsi, à partir de ces études, Taylor aboutit à sa règle. L’instrument de politique monétaire
présenté par Taylor consiste à considérer le taux d’intérêt du court terme en fonction de deux
quantités observées le taux d’inflation (π) et de la déviation de l’output (Y) et quatre
composantes sont considérées comme constantes : Les deux paramètres d’ajustement de
l’écart d’inflation et de l’output gap, le taux d’intérêt d’équilibre r * et le niveau optimal
d’inflation π * .
Les deux facteurs d’ajustements peuvent incorporer à la fois un objectif à court terme et
un objectif à long terme. L’ajustement de l’écart d’inflation incorpore un objectif de long
terme de la banque centrale (stabilité des prix) et le facteur d’ajustement de l’output gap
s’appuie sur l’idée que la politique monétaire de court terme s’intéresse à éviter les
changements cycliques (stabilité économique). L’intérêt est de permettre à l’output d’avoir
une croissance durable au tour du niveau potentiel. Ce dernier est un facteur d’ajustement qui
peut représenter un autre aspect de la politique économique. En effet, certains analystes le
considèrent comme un indicateur ou un signal sur les évènements futurs. Selon cette idée, un
output gap positif signale une augmentation de l’inflation future. C’est ainsi que la règle du
taux d’intérêt qui reflète un ajustement du gap de la production, qui peut correspondre à une
action politique désignée, pour contrecarrer l’anticipation d’une hausse de l’inflation.
À partir de la contribution de ces deux paramètres à ces objectifs, on peut conclure que
cette règle vise une politique majeure de stabilité des prix. Le statut théorique de la règle de
Taylor a été affiné par plusieurs contributions, telle que celle de Svenson où il montre que
cette règle peut apparaître comme la solution du programme de contrôle optimal dans un
cadre standard « d’inflation targeting ». C’est ainsi que la plupart des pays qui ont opté pour
objectif le ciblage d’inflation ont adopté comme instrument de conduite de leurs politiques
monétaires la règle de Taylor ou des règles de type Taylor.
Dans son papier [2], Taylor n’estime pas l’équation mais il met en place quelques
suppositions à ce modèle linéaire. Le niveau de la cible d’inflation π * est supposé égale à
2%, le taux d’intérêt réel d’équilibre est supposé égale à 2%. Taylor considère sa règle comme
étant très simple (réduisant énormément les investigations économétriques), mais en même
temps, elle est capable de capturer les éléments essentiels des régimes que les banques
centrales prévoient et de relier les instruments politiques aux conditions actuelles des
économies. D’où, cette règle est considérée comme un moyen adéquat de conduite des
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politiques économiques. Mais la question d’estimation de cette règle au lieu d’adopter aux
suppositions est devenue la première préoccupation de la littérature et provoque certains
problèmes théoriques et pratiques. En effet, l’estimation de la règle fait apparaître certains
problèmes liés à la détermination de certaines variables. L’output potentiel est une variable
inobservable. Pour l’estimation de cette variable, de nombreuses études ont été menées pour
aboutir à la meilleure méthode économétrique permettant une estimation optimale de cette
variable. Parmi les mesures d’estimation de l’output potentiel adopté dans certaines études on
distingue les filtres HP, les tendances polynomiales (quadratique ou cubique) et l’estimation
par modèle à composante inobservable (filter de Kalman). En outre, il existe plusieurs
alternatives de détermination de l’inflation (telles que l’utilisation du GDP deflator ou
l’utilisation de l’indice du prix à la consommation…). En effet, Gerdesmeier et Roffia [10]
sur la zone euro ont abouti à une étude de simulation sur la zone euro en adoptant différentes
mesures de l’output gap et de l’inflation pour aboutir à la règle de politique monétaire
optimale.
Ainsi, la différence entre les structures économiques des différents pays conduit
nécessairement à des règles de conduite de la politique monétaire différentes. En effet,
certains pays prennent en considération les fluctuations du taux de change et d’autres non.
Certains pays cherchent à diffuser une certaine crédibilité et assurer une stabilité économique
en adoptant un ajustement partiel de leur taux d’intérêt. D’où émane un manque de consensus
sur la spécification exacte de la règle. A partir de cela, on ne peut pas appliquer une règle
standard pour tous les pays. Mais cette règle doit s’adopter à la structure économique de
chaque pays en incluant les variables clés à chaque économie. Ainsi émane la notion de la
règle de type de Taylor [11]. Cette notion était le résultat des différentes spécifications de la
règle de Taylor pour différentes économies indépendamment du fait qu’elles soient
développées ou émergentes. Ces spécifications diffèrent un peu de la règle de Taylor. Ces
différences peuvent se manifester sur différents points.
• Une première différence entre la règle de Taylor et les spécifications de Taylor concerne la
date choisie (le timing) des variables économiques dont dépend le taux d’intérêt de court
terme. En effet, la règle de Taylor recommande la mise en place du taux d’intérêt en fonction
des valeurs contemporaines de l’output gap et de l’inflation durant les quatre trimestres
passés. Cependant, cette spécification inappropriée suppose que la banque centrale connaît les
valeurs trimestrielles courantes de l’inflation et de l’output. Par exemple aux Etats-Unis, la
première publication des données de l’output réel pour chaque trimestre n’est pas disponible
pour ce trimestre, mais elles sont publiées un mois après sa fin. La publication préliminaire
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(secondaire) est faite deux mois après. Alors que la publication finale est faite trois mois après
la fin du trimestre.
• Une deuxième différence concernant les coefficients d’ajustement de l’écart d’inflation et
de l’output gap. Ces coefficients représentent le dynamisme de la politique économique de la
déviation de l’output de son niveau potentiel et de l’inflation de son niveau cible. Dans la
règle de Taylor, vu la dualité d’objectifs de la stabilité des prix et stabilité économique adopté
par la banque réserve fédérale des Etats-Unis, les coefficients de l’écart d’inflation et de
l’output gap sont supposés égale à 0.5. Ce qui explique le manque de consensus chez les
économistes sur le poids accordé à ces coefficients. D’où, ils suggèrent que ces coefficients
doivent être estimé pour chaque pays étant donné la différence dans les objectifs.
• Autre différence, c’est que la règle de type Taylor peut tenir compte d’un comportement de
lissage du taux d’intérêt. En effet, beaucoup d’analystes tels que Orphanides [12], Clarida,
Gali, et Gertler [13], suggèrent que la réserve fédérale ait tendance à lisser son taux d’intérêt.
Ceci a pour but l’assurance d’une crédibilité à sa politique monétaire et aboutir à une stabilité
économique. Le lissage du taux d’intérêt peut indiquer le dynamisme des actions politiques
pour l’écart d’inflation et de l’output gap observé durant plusieurs trimestres plutôt qu’un
seul. Selon Sack [14], le lissage du taux d’intérêt est justifié quand l’impact du changement
du taux d’intérêt sur l’économie est incertain.
• Les règles de types Taylor adoptent des mesures différentes de celle de Taylor dans la
détermination de l’output et de l’inflation. En effet, la détermination de la mesure adéquate
des variables nécessaires qui permettent d’aboutir à l’objectif de stabilité n’est pas simple.
C’est pourquoi dans différentes études, plusieurs auteurs adoptent des études de simulation
pour aboutir à la méthode optimale de mesure d’inflation et d’output gap. La règle Taylor
adopte une méthode unique pour la détermination de l’output potentiel et l’inflation. Taylor
utilise pour l’output potentiel l’output deflator, et pour l’inflation il utilise le pourcentage de
la variation annuelle de l’output deflator.
• Une différence importante émane du taux de court terme à adopter. En effet Taylor dans son
étude de 1993 adopte le taux directeur visé par la banque centrale « fédéral funds rate », alors
que dans la plupart des cas tel que le cas de Lubik et Shorfeidle [15] ont mené une étude sur 4
pays ; la nouvelle Zélande, l’Australie, Canada et l’Angleterre. Ils adoptent pour chaque pays
soit le taux de marché monétaire soit le taux d’escompte. Dans l’étude de Mayes [5] le taux
d’intérêt adopté dont le but est de déterminer la règle de politique monétaire pour la nouvelle
Zélande est celui le taux de marché monétaire à 3 mois en le considérant comme étant le taux
le plus efficace dans le cas de stabilité des prix En effet, la banque centrale de la nouvelle
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Zélande peut aboutir à son objectif de stabilité des prix si le marché monétaire est sous son
contrôle. En outre, le taux de marché monétaire à trois mois permet d’aboutir à n’importe quel
taux de marché en adoptant un contrôle quantitatif au taux de marché le jour au jour (4).
Vu l’efficacité et la simplicité de cette règle et les objectifs qu’elle assure, beaucoup des
pays l’ont adoptée dans le but de conduire leurs politiques économiques et plus précisément
pour mener des politiques de ciblage d’inflation afin de réduire la pression et l’augmentation
d’inflation. C’est ainsi, dans ce qui suit, on va présenter quelques cadres d’analyse de la
détermination de la politique monétaire optimale considérer comme l’instrument adéquat pour
conduire la politique du ciblage d’inflation.
2) Cadre d’analyse de la règle de Taylor
La règle de Taylor traditionnelle était le point de départ des études visant la
détermination de l’instrument adéquat de conduite de la politique économique de ciblage
d’inflation. A partir de cette étude, plusieurs économistes s’intéressaient à l’estimation de la
règle de Taylor sous sa version traditionnelle pour conclure si cette règle reflète les objectifs
de telles banques centrales. En effet, la nouvelle Zélande est parmi les pays qui ont opté une
politique de ciblage d’inflation et ayant comme objectif prioritaire la stabilité des prix. Pour
ce pays, de nombreuses études ont été menées. Parmi eux, une menée par Mayes [5] et une
autre menée par Plantier et Scrimgoeus [16]. Cette dernière étude vise à estimer la règle de
Taylor sous sa version traditionnelle pour la nouvelle Zélande durant la période de 1988 à
2001. À cette date de 1988 le taux d’intérêt est I (1) et les autres variables sont I (0). Ces
auteurs exigent de ne pas considérer le taux d’intérêt d’équilibre comme étant constant tel
qu’adopté par Mayes. Pour estimer la règle de Taylor traditionnelle, les auteurs ont adopté
deux méthodes d’estimation différentes pour tenir compte des trois approches différentes de
détermination du taux d’intérêt d’équilibre. Une première approche consiste à une estimation
avec la méthode des moindres carrée ordinaire et les moindre carrées récursive (5).
Avec cette approche, les auteurs concluent que la réponse de l’output gap est égale à 0.4
et celle de l’écart d’inflation est de 0.62. Ceci en considérant le taux d’intérêt d’équilibre
comme étant constant (la valeur estimée est égale =5%). En second lieu les auteurs adoptent
une deuxième approche de détermination du taux d’intérêt d’équilibre, c’est l’approche d’état
mesure (6), l’estimation dans ce cas aboutit à une réponse de l’output gap de 0.4 et une réponse
(4)
C’est le taux avec le quel, la plupart des institutions financières prêtent et empruntent le jour au jour.
Une régression récursive est la procédure qui consiste à estimer une succession de régressions en augmentant progressivement le nombre
d’observation. On estime d’abord le modèle avec les K+2 premières observations (modèle à un degrés de liberté) puis on incorpore
l’observation suivante et on re-estime le modèle, ainsi de suite jusqu’à n (le nombre d’observations totales disponibles).
(5)
(6)
L’approche d’état mesure est une méthode flexible d’estimation d’une variable inobservable en utilisant le
filter de Kalman.
- 10 -
de l’inflation de 0.72. Ces résultats conforment aussi bien les objectifs de la banque centrale
de la nouvelle Zélande qui accorde plus de priorité à la stabilité des prix qu’à la stabilité de
l’activité économique.
Dans la seconde étude, celle de Mayes et Al [5], les auteurs ont fait recours, en première
étape, à la calibration pour estimer la règle de Taylor traditionnelle. Ils considéraient que le
taux d’intérêt réel d’équilibre comme étant égal à la moyenne de la différence entre le taux
d’intérêt nominal et le taux d’inflation cible
(7)
. Ils adoptent, en outre, une cible d’inflation
constante égale à 1.5 durant toute la période d’étude, ceci les amène au résultat suivant :
T = 4.25 + 1.5π + 0.5Y
avec T : Le taux d’intérêt réel de Taylor.
La règle de Taylor traditionnelle ne prétende pas fournir une norme délivrant une
référence du taux d’intérêt fondé en théorie mais plutôt de décrire de façon synthétique
comment la banque centrale réagit aux fluctuations de certaines variables économiques clés
au cours d’une période donnée. Ces variables sont là encore prioritairement l’écart d’inflation
et le gap de production. Mais d’autres variables s’avèrent pertinentes tel que le taux d’intérêt
décalé d’une période, le taux de change et l’excédent de liquidité. C’est ainsi que plusieurs
études se sont intéressées à la détermination des fonctions
de réaction de type Taylor
adéquate en incluant les variables qui fournissent des informations additionnelles.
Le passage à l’estimation des fonctions de réaction de type de Taylor est dû à plusieurs
raisons. D’une part, ces fonctions prévoient le changement de l’instrument politique
monétaire de la banque centrale. D’autre part, dans le contexte des modèles
macroéconomiques, les fonctions des réactions présentent un élément important dans
l’évaluation des politiques des banques centrales et dans l’évaluation des effets des chocs
économiques. En outre, avec des anticipations rationnelles supposées dans le modèle
macroéconomique, la connaissance de la bonne fonction de réaction conduit à l’estimation du
modèle total.
Ainsi, plusieurs études ont estimé de différentes spécifications des fonctions de réaction
des différentes banques centrales pour les pays qui ont adopté le ciblage d’inflation. En effet,
dans une deuxième étape des études menées par Mayes [5] et par Gerdesmeier et Roffia [10],
il s’agit d’une estimation d’une fonction de réaction de type de Taylor. Ils l’estiment en
fonction de l’inflation courante et de l’output gap courant, en incorporant la politique
d’ajustement partielle du taux d’intérêt. L’équation a la forme suivante :
it = ρ i
+ (1 − ρ )[ a + απ t + β Y g ] + u t
t −1
0
(7)
En appliquant cette approche sur la nouvelle Zélande, le taux d’intérêt d’équilibre est égal à 5%.
- 11 -
En effet, selon Gerdesmeier et Roffia « Dans la littérature économique, ces types
d’équations tel que l’équation ci-dessus, sans une spécification de Forward-Looking,
l’estimation dans la plupart du temps est faite par la méthode des moindres carrées ordinaire
au lieu du GMM, sauf dans le cas d’exogénéité des variables ». L’exclusion de l’estimation de
la version Forward-Looking par la méthode de MCO est due au fait que dans la plupart des
cas, les banques centrales n’annoncent pas leur inflation anticipée. Ainsi, les économistes
anticipent cette variable à l’aide de l’inflation précédente et de l’output gap. Ils utilisent dans
la plupart des cas la spécification de Lars Svenson.
π
t + 1 t
Avec Yt
= π
t
+ α
Y
Y
t
;
c’est l’output gap. π t : C’est le taux d’inflation à la date t.
π t +1 t : Anticipation de l’inflation pour la date t+1 à la date t.
En utilisant cette spécification, l’inflation anticipée est nécessairement endogène, d’où
la littérature exige dans ces cas l’utilisation du GMM pour le cas du Forward-Looking.
Gerdesmeier et Roffia ont adopté la technique d’estimation par la méthode des moments
généralisés étant donné que les variables pour la zone euro sont endogènes. Alors que dans
l’étude de Mayes et Al [5], les auteurs ont abouti aux différentes techniques d’estimation
selon les différentes approches de détermination de l’output gap. En utilisant les données expost de l’output réel pour déterminer l’output potentiel avec la méthode de HP filter, les
auteurs utilisent la méthode des moindres carrées ordinaire. Ainsi, ils aboutissent à un
coefficient estimé de 0.75 pour l’ajustement partiel du taux d’intérêt, de 0.37 pour l’inflation
et 0.21 pour l’output gap. En deuxième étape, en calculant l’output gap comme le log linéaire
de l’output réel. Les auteurs concluent que cette mesure est plus volatile que la première. Ils
utilisent la méthode des variables instrumentales
(8)
dans l’estimation de la fonction de
réactions. Selon cette approche, les auteurs aboutissent à des valeurs de 0.7 pour lissage du
taux d’intérêt, 0.42 pour l’inflation et 0.13 pour l’output gap.
Or, la littérature récente qui cherche dans ce domaine accorde plus d’importance à la
notion Forward-Looking de la règle de Taylor. Selon Mayes l’émergence de cette notion ne
constitue pas une surprise. En effet, la formulation générale de Taylor suggère que le taux
d’intérêt doive être accordé à l’output gap et l’inflation durant la période courante, or ceci
relie des informations dont on ne dispose pas actuellement. D’où il n’est plus efficace de
suivre ce type de règle. Ainsi pour les rendre réalisable et efficace, la plupart des chercheurs
et économistes suggèrent de remplacer ces variables par des prévisions d’inflations et
(8)
Pour les instruments utilisés par ces auteurs ce sont les retards d’ordre 4 à 6 pour l’inflation, l’output gap et le
taux d’intérêt.
- 12 -
d’output réel ce qui permet de relier des informations dont on peut disposer. En effet, Mayes
et Al dans leurs études de 2001, envisagent d’estimer une fonction de réaction de type de
Taylor sous la version Forward-Looking. Durant la période d’étude de 1990 à 1998, pour
vérifier si ce type de fonction de réaction représente le comportement de la réserve banque de
la nouvelle Zélande. La fonction envisagée par Mayes dans ce contexte est similaire à celle
présentée par Gerdesmeier et Roffia pour la zone euro :
it = ρ ∗ it −1 + (1 − ρ )[a0 + απ t + n + β (Yt − Y )] + ε t
En outre, autres études ont été intéressées à la détermination de la fonction de réaction
la plus appropriée. Dennis [17] a présenté un modèle à base microéconomique adopté pour
refléter les caractéristiques des pays développés, en limitant son application aux petites
économies émergentes. Ce modèle était adopté par plusieurs économistes tels que Lubick et
Shorfheide [18] et appliqué sur la nouvelle Zélande, Canada, l’Angleterre et l’Australie, par
Gali et Monacelli [19] et par Caputo et Liendo [20] sur l’économie chilienne. La fonction de
réaction envisagée par ces études est :
Rt = ρ ∗ Rt −1 + (1 − ρ ) ∗ [ω1 E (π (t +1) + ω 2 (Y − Y )] + ε t , Avec R : taux d’intérêt nominal.
La raison qui conduit ces auteurs de remplacer le taux d’inflation courant par l’inflation
anticipée, est que la banque centrale ne peut pas affecter ni l’inflation ni l’output sur le court
terme. Ainsi dans le but d’avoir des effets désirés sur l’output et l’inflation, il est utile
d’anticiper leurs mouvements.
A la fin des années quatre vingt dix, émerge une littérature critiquant la règle de Taylor
sur le point d’omission de quelques variables clés qui ont un rôle important au sein d’une
économie ouverte. La variable clés à laquelle s’intéresse la plupart des économistes est le taux
de change. La question qui s’impose dans ce contexte est la suivante : Quel est le rôle de taux
de change dans la règle de politique monétaire?
Les études pionniers visant cette question sont celles de Ball [21], Svenson [22] et
Taylor [23, 24, 25]. Dans ces études les auteurs étudient la fonction suivante :
it = fπ t + g ∗ y t + h0 et + h1et −1
L’intérêt de ces études est de voir si les coefficients h0 et h1 sont non nuls. En effet
Svenson aboutit à des coefficients : h0 = 0.45 et Taylor aboutit à des coefficients égaux à
h0 = −0.25 et h1 = 0.25 pour le cas de la banque centrale européenne. Taylor montre que
certains pays peuvent ne pas réagir directement à la variation du taux de change ( h0 et h1 sont
nuls) mais leurs réactions sont indirectes. Dans ce cas, le rôle de taux de change est expliqué
par le mécanisme de transmission monétaire évoqué par obstfeld et Rogoff [26]. Selon ces
- 13 -
deux auteurs, une appréciation du taux de change, dans le cas d’une économie ouverte, a deux
effets. Elle diminue l’output réel par l’effet de substitution et diminue l’inflation vu les prix
des biens importés. En outre, l’inflation peut être réduite par le déclin de l’output réel. Ces
effets auront lieu avec des retards. C’est l’inertie du mécanisme des politiques monétaires. Vu
ce retard, la baisse de l’inflation et de l’output, vont introduire la baisse du taux d’intérêt dans
le futur. Ainsi, en partant des ces études, plusieurs études avaient comme but d’apprécier les
effets de variations du taux de change sur les politiques monétaires de différents pays. Dans
ce contexte, Lubick et Shorfheide [18] et Caputo et Liendo [20] ont mené des études pour
évaluer l’effet du taux de change sur la politique monétaire dans le cas du ciblage d’inflation
et voir si les différentes banques centrales changent leurs instruments monétaires en réponse à
une dépréciation du taux de change. Ainsi ces auteurs aboutissent à l’estimation de l’équation
suivante :
Rt = ρ ∗ Rt −1 + (1 − ρ ) ∗ [ω1 E (π (t +1) + ω 2 (Y − Y ) + ω 3 ∆et ] + ε t ,
∆et = et − et −1
En effet Lubick et Shorfheide estiment cette fonction pour quatre pays développés, la
nouvelle Zélande, l’Australie, l’Angleterre et Canada. Ces auteurs limitent l’application de
cette fonction sur les pays à marché émergent. Ils concluent que les banques centrales de
Canada et d’Angleterre réagissent aux fluctuations du taux de change contrairement aux
banques centrales de la nouvelle Zélande (9) et de l’Australie. Cette même problématique a été
testée sur l’économie chilienne par Caputo et Liendo en estimant la même fonction ci-dessus.
Ils concluent qu’il est très intéressant pour l’économie chilienne (marché émergent) de réagir
aux fluctuations de l’inflation et de l’output et il n’y a pas d’avantage de réagir aux
fluctuations du taux de change. Selon ces études, l’absence de réponse explicite aux taux de
change n’implique pas que ce dernier n’intervient pas dans le processus de prise de décision,
mais l’ouverture change la structure de l’économie et la réaction de la politique monétaire.
Dans ce même contexte, Gerdesmeier et Roffia [10] en estimant une fonction de réaction de
type Forward-Looking en incluant variation du taux de change appliqué sur des données de la
zone euro. Ils ont conclue que la politique monétaire menée par ces pays prend explicitement
en considération les fluctuations du taux de change.
(9)
Les résultats d’estimation pour la nouvelle Zélande sont les suivants : la réponse à l’inflation est de 1.6 et
pour l’output gap est de 0.25, 0.04 pour la variation de l’inflation et un coefficient d’ajustement partiel de 0.75.
- 14 -
III. Données et Méthodologie
1) Méthodologie d’étude
Notre objectif, en premier lieu, est de déterminer la règle optimale de type Taylor et les
variables qui doivent apparaître dans cette règle dans le cas de l’économie de la nouvelle
Zélande pour la conduite de la politique économique. En second lieu de voir si le taux de
change intervient au sein de telle politique, c'est-à-dire de vérifier si la banque centrale de la
nouvelle Zélande prend en considération les fluctuations du taux de change. Ainsi notre étude
va être organisée comme suit :
D’abord, il s’agit d’une description du cycle économique de la nouvelle Zélande
durant la période d’étude de 1990 à 2005. Ceci, moyennant l’interprétation d’évolution des
principales variables économiques.
Ensuite, pour déterminer la règle optimale de conduite de la politique économique,
il s’agit, tout d’abord, d’estimer la règle de Taylor traditionnelle. C'est-à-dire en fonction de
taux d’intérêt d’équilibre, de l’inflation courante, de l’écart d’inflation et du gap de production
sur des données trimestrielles de la nouvelle Zélande durant la période de 1989 à 2005.
*
*
L’équation ou la règle sera : Rt = R * + π t + α (π t − π t ) + β (Yt − Yt ) + u t
Le but de cette estimation est de savoir le poids accordé au gap de production et à l’écart de
l’inflation en absence de tous les autres effets et comparer ces coefficients à ceux adoptée par
Taylor [27]. Lors de cette estimation, on va conclure si la règle Taylor traditionnelle explique
ou traduit la politique menée par la banque centrale de la nouvelle Zélande ou bien elle adopte
d’autre règle de type Taylor.
Par la suite, si on conclue que le modèle représentant la règle de Taylor
traditionnelle n’est pas trop explicatif ( R 2 est faible), on passe à estimation des modèles de
type Taylor (fonctions de réactions de la banque centrale). Au cours, de cette étape il s’agit
d’estimer deux types de fonctions des réactions de type Taylor, l’une sous une version
statique et l’autre sous une version dynamique. Cette dernière équation diffère de la première
par l’introduction du terme de lissage ou d’ajustement partiel du taux d’intérêt. Ceci dans le
but de vérifier si la banque centrale de la nouvelle Zélande ajuste graduellement son taux
d’intérêt afin de préserver une certaine crédibilité au sein de sa politique. Ainsi, on va
comparer ces deux fonctions à l’aide des critères des Akaike et Schwarz pour savoir quel est
le modèle optimal à retenir et donc reflétant mieux le comportement de la RBNZ. La fonction
de réaction est en fonction des données courantes d’inflation et d’output gap et décrite en
termes d’ajustement partiel du taux d’intérêt. Celui-ci s’ajuste, à chaque période, à la
- 15 -
moyenne pondérée du taux d’intérêt désiré et du taux d’intérêt réalisé lors de la période
précédente.
Dans ce cas, la règle dynamique à estimer s’écrit comme suit :
*
*
Rt = ρRt −1 + (1 − ρ )[ R * + π t + α (π t − π t ) + β (Y t − Y t )] + u t
Avec ρ est le coefficient d’ajustement partiel du taux d’intérêt réel.
Ensuite, vu la critique avancée par McCallum [4] qui note que la formulation de
Taylor n’est pas opérationnelle étant donnés qu’elle a besoin des informations que les
décideurs des politiques ne disposent pas. D’où, selon certains auteurs, il faut remplacer les
données de l’inflation courante et de l’output courant par leurs prévisions. Dans ce cas, on va
estimer la règle de Taylor sous la version Forward-Looking. L’équation qu’on va adopter
dans ce cas est celle de Lubik et Schorfeide qui ont appliqué sur la nouvelle Zélande,
l’Australie, Canada et l’Angleterre.
Dans ce cas, la règle à estimer est la suivante :
Prévision de l’inflation, on réécrit alors cette règle de la manière suivante :
it = ρ ∗ it −1 + (1 − ρ )[α ∗ E (π t ) + β (Yt − Y )] + ε t
Une fois, on a vérifié la règle de Taylor qui reflète mieux le comportement de la
banque centrale de la nouvelle Zélande et celle sous la version Forward-Looking, on entame
une nouvelle hypothèse à vérifiée si cette banque centrale prend en considération les
fluctuations du taux de change. L’équation à estimer est celle de Lubik et Schorfeide qui ont
apprécié le rôle de taux de change au sein des politiques monétaires menées par la nouvelle
Zélande, l’Australie, l’Angleterre et Canada.
Dans ce cas la règle à estimer est la suivante :
R t = ρ R t −1 + (1 − ρ )[α (π t +1 ) + β (Y − Y * ) + γ ( et − et −1 )] + u t
2) Les données
Source des données
Dans ce papier, on a retenu des données trimestrielles afin d’utiliser les séries du produit
intérieur brut (PIB). Le choix d’une fréquence trimestrielle plutôt que mensuelle, parfois
utilisées dans d’autres études, ne diminue pas l’intérêt d’étude étant donné que la politique
économique et monétaire est orientée vers un objectif de maintien de la stabilité des prix à
moyen terme (10).
Les données sont prises de la base des données de l’institut du fond monétaire
(10)
Ceci est conclu, d’après les « policy target Agreement » annoncé par la RBNZ. En effet, elle a adopté 6 PTA
durant la période de 1990 à 1999.
- 16 -
internationale (FMI) du premier trimestre de 1989 (date à la quelle la politique du ciblage
d’inflation a été annoncée). Les variables sont : le taux d’intérêt de marché monétaire à 3
mois, le produit intérieur brut, le taux de change réel effectif. Les autres sont prises de la base
des données de la banque centrale de la nouvelle Zélande tel que : l’indice du prix à la
consommation excluant les coûts des services des crédits, la série décrivant l’inflation cible,
le taux d’inflation anticipé. Or dans notre étude, il existe des variables à construire tels que :
taux d’intérêt d’équilibre, le gap de production et l’inflation.
Détermination des variables inobservables :
L’output gap (11)
Par définition l’output gap est la variation du logarithme de l’output observé de sa
tendance potentielle
(12)
. Cette variable est une mesure de performance économique et du
développement financier. C’est un indicateur de développement réel étant donné que le
développement financier représente un stimulant du développement réel. La prise en compte
de cette variable permet de détecter les effets d’un choc interne et externe sur l’activité
économique et à travers les composantes de la demande globale. Dans la plupart des études
d’estimation de la règle de Taylor ou du type de Taylor ont abouti l’équation suivante pour
calculer l’output gap.
outputgap = 100 ∗ Ln(outputreel / estimationdel ' outptutpotentiel )
(2)
Le PIB potentiel est couramment défini dans la littérature comme la production
macroéconomique réalisable sans une accélération de l’inflation (ou plus exactement du prix)
au-delà de son niveau courant. C’est la production qui résulterait d’une oscillation normale du
potentiel d’offre de l’économie. Cette variable est une variable non observable qu’on va
déterminer au cours de cette étude par la méthode de filtrage de Hodrick et Prescott (HP
Filter), avec λ = 1600 étant donné que les données sont trimestrielles. Cette méthode aboutit
à une bonne estimation de l’output potentiel car elle permet de minimiser les fluctuations
autour de sa composante tendancielle.
C’est ainsi, qu’au cours de cette étude, on va aboutir à la méthode de HP Filter pour
construire l’output potentiel. Une fois cette variable est déterminée, on aboutit à l’output gap
moyennant l’équation (2) ci- dessus. Par définition la méthode de HP aboutit à une série
stationnaire et effectuant le test de stationnarité, on aboutit que la série de l’output gap est
stationnaire (voir annexe B).
(11)
Annexe A : Définition et méthode de calcul de l’output gap.
Jean-Philippe Cotis Hervé Joly « Croissance tendancielle, croissance potentielle et output gap : Les analyses
de la direction de la prévision » 1er trimestres N°69, Economie Internationale.
(12)
- 17 -
L’inflation
La plupart des études qui ont pour objectif l’étude des politiques économiques (tel que
ciblage d’inflation) ou étude des politiques monétaires ont abouti à une mesure commune de
l’inflation comme le pourcentage du changement annuel (durant quatre trimestres) de l’indice
du prix à la consommation excluant les coûts de service du crédit. L’équation de
détermination de l’inflation est la suivante :
INFt = 100 ∗ [(CPI t − CPI t − 4 ) / CPI t ] (3)
De même, en étudiant la stationnarité de la série d’inflation, on conclue que cette série
est stationnaire durant la période de 1990 à 2005 (voir annexe B).
Le taux d’intérêt réel d’équilibre ( r )
La définition du r le taux d’intérêt réel neutre ou d’équilibre représente une difficulté
d’autant pratique que conceptuelle. Dans le modèle original de Taylor, le taux d’intérêt réel
d’équilibre est fixé à 2%. En fait il existe différentes approches pour calculer ce taux :
Soit, le considérer comme étant une valeur constante égale à la moyenne de la
différence entre le taux d’intérêt réel nominal et le taux d’inflation cible tel qu’adopté
par Kozicki [11], et Smets [28]. Dans ce cas le taux d’intérêt réel d’équilibre pour la
nouvelle Zélande est égal à 4,98% ≈ 5% (C’est la même approche adoptée par Mayes
et Al (2001) pour la nouvelle Zélande).
Soit, en faisant référence à la théorie néoclassique de la croissance. Le taux d’intérêt
réel d’équilibre est considéré comme étant égal à la croissance potentielle de
l’économie, c'est-à-dire la croissance soutenable sans inflation excessive.
Dans cette étude on aboutit à la première mesure de calcul du taux d’intérêt réel
d’équilibre, donc r = 5% pour la nouvelle Zélande durant la période de 1990 à 2005. En
testant la stationnarité des autres variables tel que le taux d’intérêt du marché monétaire de 3
mois, la variation du taux de change ∆et = et − et −1 on conclura que ces séries sont
stationnaires (voir annexe A).
On aboutit au test de Dicky Fuller augmenté pour tester la stationnarité des variables. Le
résultat d’application de ce test est que toutes les variables dont on dispose sont stationnaires.
Après avoir abouti à l’ensemble des variables, notre travail va être organisé comme suit :
La première étape de ce travail empirique consiste à décrire le cycle économique de la
nouvelle Zélande à partir d’interprétation des évolutions des principales variables
économiques.
En deuxième étape il s’agit de réaliser les estimations de différente spécification pour
déterminer quelle règle reflète le mieux le comportement de la RBNZ.
- 18 -
III.
Evolution des principales variables économiques
Afin de décrire le cycle économique de la nouvelle Zélande durant la période de 1990 à
2005, on va recourir à la description des données principales tel que l’output, l’inflation, le
taux d’intérêt et le taux de change.
L’output :
0.100
Figure1
la croissance du PIB en Nouvelle Zélande pour la période de 1989 à 2005
GD PC
0.075
0.050
0.025
0.000
-0.025
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
La figure 1 représente la croissance du PIB durant la période de 1990 à 2005. Il s’agit
d’une récession significative dans le début du quatre-vingt-dix (du 1ère trimestre du 1990
jusqu'au début de 1991) suivi d’un fort boom au milieu des années 90. Ensuite une croissance
graduelle lente qui conduit à une récession dans les deux premiers trimestres de 1998. Enfin
une croissance graduelle de 2000 à 2005.
On peut expliquer économiquement l’allure de la croissance du PIB. En effet la
croissance de la production du 1991 à 1997 que la nouvelle Zélande a vécue est fortement
relative à l’histoire de l’expérience de ce pays avec les pays des OECD. Cette expansion était
due à la fois, du suivi d’une reforme structurelle adoptée à la fin des années quatre-vingt et en
plus à l’adoption des instruments de pilotage et de conduite des cycles économiques très
traditionnels. Ces pilotages incluent des conditions rouste de la demande mondiale, un niveau
élevé des prix d’exportation des matières premières, un flux fort de migration intérieure et un
niveau élevé de confiance en économie ce qui améliore et augmente les dépenses de
consommations et d’investissements et conduit à une politique fiscale expansionnaire. En
effet, la récession au début de 1998 est due à la crise des pays d’Asie de l’Est en 1997 qui a
affecté significativement à la fois le volume et la valeur de l’exportation
(13)
. Ensuite
l’économie a vécu une croissance graduelle assistée par un taux de change réel compétitif. A
partir de 1998, la banque centrale a mis en place une nouvelle politique de conduite de
politique monétaire c’est la MCI « monetary conditions index », cette politique tient compte
(13)
La part des exportations de la nouvelle Zélande destinée aux pays de L’Asie de L’Est est de 40% des totales
des exportations et le montant des exportations représente 30% du produit intérieur brut.
- 19 -
de la variation du taux de change afin de neutraliser les effets des chocs extérieurs, c’est ainsi
durant la période de 1998 à 2005, l’output a vécu une croissance graduelle.
L’inflation :
Figure 2
inflation in NEW ZEALAND
7.5
INF
5.0
2.5
0.0
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
On remarque d’après le graphique ci-dessus du taux d’inflation, que ce dernier
diminue rapidement. La période de 1990 est la période de mise en place de politique du
ciblage d’inflation, jusqu’à l’achèvement d’une cible d’inflation en 1991 entre 0 et 2%, la
politique monétaire peut être qualifieé comme une politique ayant un ancrage efficace
d’inflation durant cette période. En outre, vu le prolongement rapide de la période
d’expansion de la demande durant les années quatre vingt dix, la pression de l’inflation était
forte et les conditions monétaires qui permettent aux entreprises de maîtriser l’inflation ont
prolongé la période pour contourner l’inflation.
Le taux d’intérêt : Figure 3
taux de marché monétaire à 3 mois:New Zealand
14.4
12.8
11.2
9.6
8.0
6.4
4.8
3.2
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
RAT E3M
L’allure du taux de marché monétaire à 3 mois pour la nouvelle Zélande se caractérise
par cinq périodes : 1990 /94, 1994/95, 1996, 1997/98 et de 1999 à 2005 (voir figure 3).
De 1990 à1994, on remarque que le taux d’intérêt diminue de façon dramatique de 13%
à presque 5%, ce ci est dû à la mise en place de la politique du ciblage d’inflation qui a été
mise en œuvre en 1 février 1990. Durant la fin de 1994 et au début de 1995, le taux de marché
monétaire à la nouvelle Zélande est en moyenne de 9%, ceci est dû à une forte pression sur
- 20 -
l’inflation.
Après le pic du 1996 le taux d’intérêt diminue jusqu’à 7% en 1997, ensuite il augmente
à un taux de 10% entre 1997 et les deux premiers trimestres de 1998. Cette hausse du taux
d’intérêt a pour but de diminuer l’inflation. En effet, on remarque à cette date que le taux
d’inflation a effectivement diminué. Donc, la hausse du taux d’intérêt est le résultat d’une
politique de la réserve banque de la nouvelle Zélande annoncée par PTA en 1996 pour réduire
l’inflation.
Le taux de change :
Figure 4
taux de change reel effective pour la Nouvelle Zélande
1.4
1.3
1.2
1.1
1.0
0.9
1990
1992
1994
1996
1998
2000
2002
2004
EFFEX
On remarque que le taux de change réel effectif diminue de 1990 jusqu’à la fin de 1992,
il s’apprécie de 30% du premier trimestre de 1993 jusqu’à 1997, cette appréciation du taux
peut être attribuée à la hausse du taux d’intérêt durant cette période pour contenir l’inflation.
Après cette hausse, le taux de change diminue jusqu’à la fin de 2000 et augmente de nouveau.
Ainsi, à partir de l’évolution des principales variables économiques, on remarque le
changement vécu par l’économie de la nouvelle Zélande à partir de 1990 date de mise en
œuvre de la politique du ciblage d’inflation, le taux d’intérêt et le taux d’inflation ont diminué
afin d’aboutir à une certaine stabilité, de même on remarque que l’output atteint une certaine
stabilité vu sa croissance graduelle durant les dernières années. Ces changements dans le
cycle économique traduisent les objectifs menés par la réserve banque de nouvelle Zélande.
En effet, selon Mayes [5,29], les objectifs de la banque centrale de la nouvelle Zélande sont
orientés à la stabilité des prix et à la stabilité économique. Mais avec plus de préoccupation
accordée à la stabilité des prix, considérée comme objectif principal. Ainsi, on peut dire que
les objectifs de la banque BC de la NZ diffèrent de ceux de la banque fédérale des Etats-Unis
qui vise une dualité d’objectifs à la stabilité des prix et de l’activité économique. D’où, il
s’agit de déterminer la spécification de type Taylor qui répond mieux aux objectifs de la BC
de la NZ.
- 21 -
IV.
Estimations de quelques spécifications de Taylor
sur la nouvelle Zélande
Dans cette section, on va estimer quelques spécifications de la règle de politiques
monétaires dans la nouvelle Zélande durant la période de 1990 à 2005. En effet, le but c’est
de déterminer la règle de type Taylor optimale reflétant le comportement de la banque
centrale de la nouvelle Zélande durant la période de mise en place de la politique du ciblage
d’inflation. En effet, d’après la section précédente, on a pu apprécier les changements de la
structure économique vécue par la nouvelle Zélande durant cette période. Au cours de cette
section, on va évoquer, en première étape, la méthodologie d’estimation économétrique qu’on
a suivie, ensuite on commence l’estimation de différentes spécifications.
1. Méthodologie d’estimation
Les différentes spécifications qu’on envisage de les estimer sont des modèles de
régression multiples dans les quelles une variable endogène est expliquée par plusieurs
variables explicatives. Les paramètres de ces types des modèles sont estimés par la méthode
des moindres carrées ordinaires (MCO) lorsque certains hypothèses sont satisfaisantes.
C’est ainsi, au cours de cette étude empirique, on va aborder en première étape les
estimations par la méthode des moindres carrées ordinaires en vérifiant les hypothèses
suivantes (14):
H 1 : Linearité : La relation entre la variable dépendante y (soit le taux d’intérêt dans notre
cas) et les variables explicatives est linéaire.
H 2 : Les variables explicatives sont observables sans erreur (Les variables explicatives ne
sont pas aléatoires).
H 3 : E (ε t ) = 0 , L’espérance mathématique de l’erreur est nulle : En moyenne le modèle est
bien spécifié et donc l’erreur moyenne est nulle.
H 4 : Homoscédasticité E (ε t2 ) = σ εé : La variance de l’erreur est constante et finie : le risque
de l’amplitude est le même quelle que soit la période.
H 5 : Absence d’autocorrélation des résidus ; E (ε t ε t ' ) = 0 Si t ≠ t ' . Ceci implique que les
erreurs sont non corrélées (ou encore indépendantes) : une erreur à l’instant t n’a pas
d’influence sur les erreurs suivantes.
H 6 : Exogénéité
des
variables
indépendantes E[ε i x j1 , x j 2 ,..., x jK ] = 0 ,
(14)
L’erreur
est
Source les livres « Econométrie » de Régis Bourbonnais et le livre de « Econométrie appliquée » I.
Cadoret ; C. Benjamin ; F. Martin ; N. Herrard ; S. Tanguy.
- 22 -
indépendante des variables explicatives. Autrement dit, l’espérance de la perturbation
conditionnelle aux réalisations des variables indépendantes est nulle. En d’autres termes les
variables indépendantes n’interviennent pas dans la prévision de ε i .
En effet l’hypothèse 6 est l’hypothèse qu’il faut vérifier au début. En effet, si l’une des
variables explicatives n’est pas exogène donc la méthode des moindres carrée ordinaire n’est
plus applicable et n’est pas efficace et aboutit à des estimateurs biaisés. Dans ce cas, on passe
à l’estimation par la méthode des moments généralisés ou des variables instrumentales.
En effet dans les différentes spécifications à estimer, les équations contiennent presque les
mêmes variables. Ainsi on ne va appliquer le test d’exogénéité à chaque équation. Mais on va
l’appliquer sur l’équation 7 (la fonction de réaction dynamique) étant donné que cette
spécification contient une variable supplémentaire celle du taux d’intérêt décalé. De même, on
va appliquer le test sur l’équation 8 (qui contient le taux d’inflation anticipée) et l’équation 9
qui incorpore une nouvelle variable fluctuation du taux de change.
Le test qu’on va adopter pour vérifier l’hypothèse H 6 d’éxogeneité des variables est le
test d’Hausman. Ce test recherche la présence d’une corrélation entre les effets spécifiques et
les variables explicatives, sous l’hypothèse nulle que les régresseurs sont strictement
exogènes. L’élaboration de ce test se fait en deux étapes. La première étape consiste à prendre
la variable à tester et la régresser en fonction des instruments des autres variables du modèle
supposées strictement exogènes. En deuxième étape, on estime le modèle initial en fonction
de toutes les variables explicatives et en ajoutant les résidus de la première régression comme
une variable explicative supplémentaire. Si le coefficient accordé au résidu est significatif
donc on conclue que la variable est endogène si non la variable est exogène.
Dans cette étude, ce test d’Hausman va être appliqué sur trois modèles, le modèle
dynamique (équation 7) et le modèle avec l’inflation anticipée « Forward-Looking » (équation
8) et le dernier modèle avec la variable supplémentaire variation du taux de change. On
aboutit à l’exogénéité de toutes les variables sauf dans le dernier modèle, la variable de
variation du taux de change est une variable endogène. Ainsi, pour ce modèle la méthode de
moindre carrée ordinaire n’est plus applicable. Dans ce cas, on va faire recours à la méthode
des moments généralisés. Alors que dans le cas des spécifications sauf la version forwardlooking l’estimation de moindres carrés ordinaires est plus efficace que celui de GMM. Ceci
conforme la littérature économique qui suggère que « les équations de type Taylor à
l’exclusion des modèles sous version Forward-Looking sont estimées par la méthode des
- 23 -
moindres carrés ordinaires »
(15)
. On peut expliquer l’exclusion des modèles de Forward-
Looking par le fait qu’à l’exclusion de la banque centrale de la nouvelle Zélande, les autres
banques centrales n’annoncent pas leurs inflations anticipées. Ainsi, les chercheurs ou les
économistes pour réaliser leurs études, aboutissent à une estimation de cette variable par ses
déterminants qui sont généralement l’inflation courante et l’output gap tel qu’il est décrit par
Svenson (1997) :
π
t + 1 t
= π
t
+ α
Y
Y
t
Avec Yt : C’est l’output gap,
π t : C’est le taux d’inflation à la date t.
π t +1 t : Anticipation de l’inflation pour la date t+1 à la date t.
D’après cette spécification, l’inflation anticipée est une variable dépendante de
l’inflation courante et l’output gap courant. Dans ce cas, nécessairement le test d’Hausman va
aboutir que l’inflation anticipée est endogène. Aussi une autre hypothèse qui est considérée
comme une extension de l’hypothèse 6, c’est que les variables explicatives doivent être
indépendantes. Or dans ce cas ceci n’est pas vérifié, c’est ainsi il n’est pas utile d’utiliser la
méthode des moindres carrées ordinaires pour ces types de modèle.
Donc une fois l’hypothèse 6 d’exogénéité est vérifiée. H1 et H2 sont aussi vérifiés étant
donné que les modèles sont les linéaires et les observations sont supérieures aux variables
explicatives (N>K). Ainsi, on peut effectuer l’estimation par la méthode des moindres carrées
ordinaire et on vérifie le reste des hypothèses. Les indépendances des variables explicatives et
des erreurs aboutissent à des estimateurs convergents et non biaisés. Par ailleurs, ces
estimateurs sont efficaces si les aléas sont homoscédastique et non corrélés. C’est ainsi, on va
tester l’hypothèse d’Homoscédasticité par le test de « Goldfeld-Quandt » qui consiste à tester
si l’une des variables est la cause d’hétéroscédasticité ou bien le test de « White », ce test est
fondé sur une relation significative entre la carrée des résidus et une ou plusieurs variables
explicatives en niveau et au carrée au sein d’une même équation de régression. Ainsi, en cas
d’homoscédasticité des aléas, on va aboutir à une estimation robuste de la matrice de
covariance asymptotique
(16)
. Une fois on a corrigé l’hétéroscédasticité, on teste la présence
d’autocorrélation des résidus (ceci est reflété par la statistique de Durbin Watson pour les
(15)
Cette citation est dans l’article de Gerdesmeier et Roffia (2003) dans leur étude sur la zone euro.
Une estimation robuste de la matrice de covariance asymptotique, cette méthode est extrêmement efficace,
sans avoir spécifié le type d’hétéroscédasticité, on peut toujours faire des inférences appropriées fondées sur les
résultats des moindres carrés. Ceci est particulièrement utile si l’on n’est pas sûr de la nature précise de
l’hétrésocédasticité.
(16)
- 24 -
modèles statiques et par la statistique de h de DW pour les modèles dynamiques). Dans le cas
de l’autocorrélation des résidus, l’économétrie des séries temporelles présente trois mesures
de correction de l’autocorrélation des résidus d’ordre 1 par la procédure AR1 :
La méthode de Cochrane–Orcutt.
La méthode de « balayage » de Hildreth–Lu.
La méthode de maximum de vraisemblance.
En effet, si la statistique de DW n’est pas de l’intervalle [1.8
2.12] où il n’y a pas
d’autocorrélation des résidus, donc on constate qu’il s’agit d’une autocorrélation d’ordre
supérieur à 1, d’où on passe à l’estimation par les variables instrumentales ou GMM. En ce
qui concerne la statistique de h de Durbin, pour qu’il n’y ait pas d’autocorrélation il faut que
h ≤ 1.96 .
Une fois, on a corrigé de l’hétéroscédasticité et de l’autocorrélation des résidus, il ne
reste qu’à vérifié l’hypothèse H 3 : E (ε t ) = 0 (Pour dire que le modèle est bien spécifié). Pour
vérifier cette hypothèse, on va étudier la stationnarité des résidus de l’estimation, si les résidus
sont stationnaires c'est-à-dire que la série des résidus est « mean reverting » et d’après le
graphique des résidus, on constate qu’elle stationnaire autour de Zéro donc on vérifie bien que
le modèle soit bien spécifié et en moyenne l’erreur est nulle. Dans le cas où cette hypothèse
ne serait pas vérifiée, on passe à l’estimation du modèle par l’estimateur de moments
généralisés.
Pour les différentes spécifications à estimer au cours de cette étude, il faut noter que les
hypothèses fondamentales (H6, H1 et H2) d’application du MCO sont vérifiées (exogénéité,
linéarité des équations, les observations sont supérieures aux nombres des variables
explicatives). Ainsi, on peut entamer les estimations.
2. Estimation de la règle de Taylor traditionnelle
Dans cette partie on va estimer la règle de Taylor simple sur la nouvelle Zélande durant
la période de 1990 à 2005. A la différence de la plupart des pays la banque centrale de
nouvelle Zélande n’aboutit pas à la même mesure du taux d’intérêt du court terme pour mettre
en place l’instrument de conduite de la politique monétaire et économique. En effet, la réserve
banque de la nouvelle Zélande annonce sa nécessité aux conditions du marché monétaire par
la spécification du taux de marché monétaire à 3 mois qui est cohérent avec la stabilité des
prix. En outre ce taux peut être combiné avec le taux de change et il permet d’aboutir à
n’importe quel taux de marché par un contrôle quantitatif sur le marché du financement à un
jour. C’est ainsi pour mettre en place sa politique de stabilité du prix et donc du ciblage
d’inflation, le taux appliqué à la règle de Taylor est le taux de marché monétaire à 3 mois.
- 25 -
L’équation à estimer est la suivante :
it = π t + r + α (π t − π ) + β (Yt − Y ) (5) ; avec
• it Représente le taux de marché monétaire à 3 mois qui représente l’instrument
politique de la banque centrale.
• π t : Le taux d’inflation courant,
• r est le taux d’intérêt réel d’équilibre,
• π est le taux d’inflation cible,
• ( Y t − Y t ) Mesure l’output gap.
Le résultat d’estimation (17) de cette règle est décrit dans le tableau 1 ci-dessous :
Linear Regression - Estimation by Least Squares
Dependent Variable TAUX
Quarterly Data From 1990:01 To 2005:04
Usable Observations 64 Degrees of Freedom 62
Centered R**2 0.155003
R Bar **2 0.141374
Uncentered R**2 0.163940
T x R**2 10.492
Mean of Dependent Variable
-0.174384100
Std Error of Dependent Variable 1.699978635
Standard Error of Estimate
1.575235290
Sum of Squared Residuals
153.84470562
Durbin-Watson Statistic
1.907417
Variable
Coeff
Std Error
T-Stat
Signif
*******************************************************************************
0.7745639623 0.2982219316
2.59727 0.00939670
1. EINF
2. GDPG
0.2394669962 0.1128586686
2.12183 0.03385195
aic=
326.30040
sbc=
330.61816
Les résultats de l’estimation de la règle de Taylor traditionnelle pour la nouvelle
Zélande aboutit aux coefficients suivants : 0.77 pour l’écart d’inflation, ce qui implique 1.77
pour l’inflation et de 0.24 pour l’output gap. Ces coefficients sont statistiquement
significatifs, la statistique de Durbin Watson est de 1.9, d’où l’absence de l’autocorrélation
des résidus.
D’après ce résultat d’estimation, la nouvelle Zélande accorde un poids beaucoup plus élevé à
l’inflation qu’à l’output gap. En outre, on remarque que la variable écart d’inflation est plus
significative que l’output gap. Ceci implique que la préoccupation de la nouvelle Zélande est
plus orientée vers la stabilité des prix que la stabilité de l’activité économique. Ceci est
conforme aux objectifs de la réserve banque de la nouvelle Zélande. Ainsi, on confirme
(17)
Cette dernière estimation par la méthode de moindre carrée ordinaire est aboutie après avoir vérifié les six
hypothèses d’application du MCO.
NB : voir annexe B1 : pour voir les différentes étapes d’estimation et de tests, et les corrections nécessaires pour
assurer les six hypothèses d’application du MCO.
- 26 -
l’hypothèse qui suggère que la nouvelle Zélande conduise une politique de ciblage d’inflation
avec un poids relativement faible à 0.5
(18)
accordé au gap de production. En effet, la réserve
fédérale d’Etats-unis, vu qu’elle vise une dualité d’objectif, la stabilité des prix et de l’activité
économique. Taylor accorde des coefficients équivalents à 0.5 pour l’écart de production et
l’écart d’inflation. Alors qu’en nouvelle Zélande sa préoccupation et son objectif principal
avant tous les autres est la stabilité des prix. C’est ainsi, on peut expliquer la différence des
poids accordés à ces deux variables.
Nos résultats sont presque similaires à celle de L. Plantier et D.Scrimgeour [16] qui ont
estimé la règle de Taylor traditionnelle pour la nouvelle Zélande avec la méthode des
moindres carrées ordinaires et ont abouti à un coefficient de 0.8 accordé à l’écart d’inflation et
0.4 accordé à l’output gap.
Le coefficient d’ajustement ( R 2 )19 qui mesure le degré de la variance du taux d’intérêt
de court terme expliqué par les deux facteurs l’écart d’inflation et l’output gap est faible.
Donc on conclue, que la règle estimée n’a pas un pouvoir explicatif important. On peut dire
que ceci est dû aux manques de certaines variables clés fournissant des informations
additionnelles.
La vocation initiale de la règle de Taylor a été plus descriptive que normative. Cette
règle n’est pas estimée dans la plupart du temps mais elle est basée sur des calibrations ou des
suppositions tel que le cas de Taylor [27]. En effet, sur un mode plus élaboré, d’autres règles
normatives, généralement qualifiées alors d’optimale, peuvent être dérivées des petits
modèles macroéconomiques qui comprennent une équation spécifiant la fonction de perte de
la banque centrale. C’est-à-dire censée représenter l’importance relative des objectifs suivis
par la réserve banque de la nouvelle Zélande. Ces règles sont appelées fonctions de réaction
dérivée de la règle de Taylor.
En effet, les règles de Taylor traditionnelles bien qu’elle soient formellement proche des
précédentes elles, ne prétendent pas fournir une norme délivrant une référence du taux
d’intérêt fondé en théorie mais plutôt décrire de façon synthétique comment la banque
centrale a réagi aux fluctuations de certaines variables économiques clés au cours d’une
période donnée. Ces variables sont là encore prioritairement l’écart d’inflation et le gap de
(18)
19
2
Le Coefficient d’ajustement partielle R n’est pas interprété comme qualité de régression mais comme la part
expliqué par les variables.
- 27 -
production. Mais d’autres variables s’avèrent pertinentes tel que le taux d’intérêt décalé d’une
période. Le taux de change et l’excédent de liquidité. C’est ainsi dans ce qui suit, on va passer
à l’estimation des fonctions de réactions de type Taylor pour déterminer la règle optimale
pour la banque centrale de la nouvelle Zélande qui sert à mener la politique du ciblage
d’inflation.
3. Estimation de la fonction de réaction de type Taylor
L’estimation de la fonction de réaction de la banque centrale en Nouvelle Zélande de
type de Taylor a pour but de déterminer la méthode de conduite de la politique monétaire et
économique pour aboutir à la stabilité des prix et par conséquent réussir la politique du
ciblage d’inflation. En effet, plusieurs spécifications de fonctions de réactions sont
déterminées dans la littérature. Fonction de réaction statique (sans ajustement partiel du taux
d’intérêt) et fonction dynamique incluant l’ajustement partiel du taux d’intérêt en fonction des
données courantes d’inflation et de l’output gap. Ainsi, au cours de cette section, on va
estimer en première étape la version statistique puis la version dynamique, pour déterminer
quelle spécification représente mieux la politique menée par la banque centrale de la nouvelle
Zélande et conclure si la cette banque ajuste graduellement son taux d’intérêt.
a) Estimation de la fonction de réaction statique (20)
Dans ce cas la fonction de réaction à estimer émane de la règle de Taylor traditionnelle
(équation 5) avec des paramètres conventionnels.
Pour estimer la fonction de réaction sous sa version statique on adopte l’idée de
Gerdesmeier et Roffia [10] appliquée sur la zone euro et celle de Mayes et Al [5] sur la
nouvelle Zélande, en écrivant l’équation 5 en terme des variables réalisables comme suit :
it = a
0
+ a π π t + a y Y g + ε t [6] ; avec
•
a 0 Est une constante tel que a 0 = ( i − a π π ) .
•
aπ = (1 + α ) : coefficient accordé à l’inflation courante.
•
aY = β : est la réponse de l’output gap.
D’après la littérature, les équations de type de Taylor comme l’équation 6 sont la
plupart du temps estimées par la méthode des moindres carrée ordinaire.
Le résultat de l’estimation (21) de l’équation 6 est donné par le tableau ci-dessous :
(20)
Statique c’est que le modèle n’inclue pas des variables décalées tel que le taux d’intérêt décalé d’une période.
(21)
- 28 -
Regression with AR1 - Estimation by Hildreth-Lu Search
Dependent Variable RATE
Centered R**2 0.593031
R Bar **2 0.572337
Uncentered R**2 0.962061
T x R**2
60.610
Mean of Dependent Variable
7.2482204762
Standard Error of Estimate
1.5320253261
138.47899439
2.059975
Q(15-1)
12.670753
Significance Level of Q
0.55259687
Variable
Coeff
Std Error
T-Stat
Signif
**********************************************************************
1. Constant
4.0226812064 0.6482127374 6.20580 0.00000006
2. INF
1.3435730591 0.2347219376 5.72411 0.00000037
3. GDPG
0.1810966144 0.1130282681 1.60222 0.11444704
**********************************************************************
4. RHO
0.3434661128 0.1255038929 2.73670 0.00818751
aic=
sbc=
316.63527
323.06468
D’après le résultat de l’estimation de cette fonction de réaction on conclue que le poids
accordé à l’inflation est de 1.35. En effet, d’après Gerdesmeier et Roffia [10] «Un paramètre
de l’inflation supérieur à 1 implique que le taux d’intérêt de court terme doit augmenter quand
le taux d’inflation augmente, ceci exerce un effet de stabilisation sur l’inflation ». Dans ce
cas, il s’agit d’un effet contracyclique de la politique monétaire. On remarque que le
coefficient de l’output gap aY = β = 0.18 n’est pas significatif. Ces résultats confirment aussi
la préoccupation accordée à l’inflation, vu que l’objectif principal de la banque centrale de la
Nouvelle Zélande est la stabilité des prix. Ces résultats sont similaires à celles de Mayes et Al
[5] qui ont estimé la même fonction de réaction pour la nouvelle Zélande durant la période de
1990 à 1998. Ils ont abouti à un coefficient de 1.32 accordé à l’inflation qui est significatif et
un coefficient égal à 0.13 accordé au gap de production qui n’est pas statistiquement
significatif et ils ont abouti à une constante presque égale à 5. Le résultat de l’estimation de la
fonction de réaction sous sa version statique confirme l’hypothèse selon la quelle la nouvelle
Zélande conduit une politique du ciblage d’inflation avec un faible poids accordé au gap de
production.
On remarque d’après le résultat de cette estimation du modèle statique que R 2 et
R 2 (qui sont respectivement le coefficient de détermination et le coefficient de détermination
ajustée qui mesurent la proportion de la variance du taux d’intérêt expliquée par la régression
- 29 -
du taux d’intérêt sur les variables explicatives) sont respectivement de 0.6 et 0.58. On
remarque que ces coefficients sont améliorés par rapport à l’estimation de la règle de Taylor
traditionnelle, mais ils sont relativement faibles, ceci peut être dû à l’omission de certaines
variables qui fournissent plus d’informations additionnelles et expliquent mieux l’évolution
du taux d’intérêt. C’est ainsi qu’on va estimer dans l’étape suivante un modèle dynamique de
fonction de réaction de Type de Taylor qui consiste à introduire une variable explicative
supplémentaire qui est le taux d’intérêt décalé d’une période. Ceci a pour but de voir si la
banque centrale de la nouvelle Zélande ajuste graduellement le taux d’intérêt pour assurer une
certaine stabilité économique.
Dans la pratique, le choix des variables explicatives candidates pour expliquer la
variable à expliquer est une procédure délicate. Plusieurs techniques permettent de déterminer
quelles variables retirer ou quelles variables ajouter dans un modèle. Cette démarche exclue
tout raisonnement économique car elle permet d’aboutir à des modèles économétriques qui
sont souvent bons sur le plan statique mais dont l’interprétation économique s’avère nulle,
voir aberrante. Ces techniques automatiques de sélection de variables explicatives sont donc à
manier avec prudence. La question se pose alors de sélectionner le meilleur modèle. Le critère
de maximisation du R 2 (coefficient de détermination) consiste à retenir le modèle dont le
R 2 est le plus élevé. Or ce critère a l’inconvénient de ne pas arbitrer entre la perte de degrés de
liberté du modèle et l’ajustement qui en résulte. C’est pourquoi, on doit faire recours aux
critères de Akaike ou de Schwarz afin de comparer des modèles impliquant un nombre
différent des variables explicatives. Selon ces critères, on retient le modèle qui minimise la
fonction d’Akaike (Akaike information criterion) : AIC = Ln( SCR / n) + (2 K / n) , ou/et la
fonction de Schwarz (Schwarz criterion) : SC = Ln( SCR / n) + [ KLn(n) / n] .
Pour ce modèle statique, les résultats de calcul des fonctions Akaike et Schwarz sont
respectivement 316.63527 et 323.06468.
b) Estimation de la fonction de réaction dynamique :
L’objectif de cette partie est de déterminer si la banque centrale de la nouvelle Zélande
adopte un ajustement partiel de son taux d’intérêt ou non comme le cas de la réserve fédérale
des Etats-Unis. Ainsi, on va introduire sur la spécification précédente une variable
supplémentaire qui est celle du taux d’intérêt décalé d’une période. D’où, la fonction de
réaction (dynamique) avec lissage du taux d’intérêt s’écrit sous la forme suivante :
Rt = ρRt −1 + (1 − ρ )[ R * + π t + α (π − π * ) + β (Y − Y * )] + u t [7]
Le lissage du taux d’intérêt est un aménagement de la règle de Taylor, adoptée par Clarida et
Gertler [30] sur des données allemandes, et par Verdelhan [31] sur des données des pays de la
- 30 -
zone euro. D’un point de vue théorique, Woodford [32] a démontré dans le cadre d’un modèle
simple prenant en compte un comportement optimisateur des agents privés qu’un certain
degré d’inertie du taux d’intérêt de la banque centrale pouvait être optimal. D’un point de vue
plus pratique, le lissage des taux par la banque centrale peut s’expliquer par son souci de
préserver sa crédibilité en évitant une trop forte volatilité du taux directeur ou encore de
limiter l’impact sur les taux longs. Donc, le lissage part de l’hypothèse qu’une banque
centrale a tendance à lisser les modifications de taux d’intérêt afin d’éviter une instabilité des
taux pouvant entamer la confiance des agents économiques. Ainsi, l’intérêt de cet ajustement
graduel du taux d’intérêt est d’augmenter la stabilité de l’économie et d’assurer une certaine
crédibilité sur sa politique monétaire. La fonction de réaction est alors décrite en termes
d’ajustement partiel du taux d’intérêt. Celui-ci s’ajuste, à chaque période, à la moyenne
pondérée du taux d’intérêt désiré et du taux d’intérêt réalisé lors de la période précédente.
Pour estimer cette fonction de réaction, on aboutit de même à la méthodologie de
Gerdesmeier et Roffia sur la zone euro et Mayes et al sur la nouvelle Zélande, en écrivant
l’équation 7 en terme des variables réalisables comme suit :
it = a + ρ i
+ a π + a y Y g + ut
0
t −1 π t
(8), avec
a 0 est une constante tel que a 0 = [(r * + π ) − aπ π * ] ,
a π = (1 − ρ )α , aY = (1 − ρ ) β
ρ Coefficient d’ajustement partiel du taux d’intérêt tel que 0< ρ <1.
Le résultat de l’estimation22 de la fonction de réaction de l’équation (8) est la suivante :
Regression with AR1 - Estimation by Beach-MacKinnon
Centered R**2 0.934892 R Bar **2 0.930478
Uncentered R**2 0.993850 T x R**2 63.606
Mean of Dependent Variable 7.2078315625
Standard Error of Estimate 0.6186688985
22.582321152
1.797282
Q(16-1)
20.008887
Significance Level of Q
0.17159206
Variable
Coeff
Std Error
T-Stat
Signif
*******************************************************************************
1. Constant
1.0260910528 0.3906854395
2.62639 0.01097694
2. IT
0.7662821747 0.0655878335
11.68330 0.00000000
3. INF
0.2447633032 0.1279829783
1.91247 0.06067464
4. GDPG
0.1040929640 0.0601164630
1.73152 0.08858503
*******************************************************************************
22
Voir annexe 3 pour voir les étapes qui ont permis d’aboutir à cette estimation après avoir tenir compte de
l’hétéroscédasticité et l’autocorrélations des résidus d’ordre 1.
- 31 -
5. RHO
0.4214028031 0.1452242228
aic= 207.49871
sbc= 216.13424
Statistique h de Durbin
2.90174
0.00520946
0.00000,
Ainsi on déduit les coefficients des coefficients de l’équation 7
it = 0.76
aπ = 0.24
aY = 0.10
Constant=1.026
it = 0.76
α = 0.32
β = 0.14
Constant =1.026
Dans ce type d’équation (équation dynamique avec variable retardé), cette statistique est
biaisée pour estimer le risque de l’autocorrelation, ainsi, un nouveau test d’autocorrelation des
erreurs doit être utilisé. La statistique utilisée est la suivante :
h = ρ ^ [n /(1 − nσ it2 )]
Avec: ρ ^ = 1 − dw / 2 ( dw est la statistique de Durbin Watson calculée sur l’équation 10)
n : Nombre d’observations.
σ it2 : Variance estimée du coefficient.
Cette statistique « h » est distribuée de manière asymptotique comme une variable
normale centrée et réduite. Ainsi, il y a équivalence entre les deux tests d’hypothèses
suivants :
H0 : ρ = 0
H1 : ρ ≠ 0
H0 : h = 0
H1 : h ≠ 0
Statistique h de Durbin = 0.00000
Dans ce cas nσ it2 >1 d’où on ne peut pas calculer la statistique h de Durbin, ainsi d’après
Bourbonnais[33], on peut utiliser la statistique de Durbin Watson qui est égale à 1.8 dans ce
cas d’où il n’y a pas d’autocorrelation des résidus.
On remarque que le modèle incluant l’ajustement partiel du taux d’intérêt (modèle
dynamique) diffère du modèle statique. En effet, le paramètre d’ajustement est très significatif
et il est égal à 0.76. D’après la littérature économique, ce coefficient est autour de 0.8 pour le
cas de la nouvelle Zélande. Ainsi, on effectue un test de significativité si ce coefficient est
statistiquement égal à 0.8 ou pas.
Le test consiste à tester :
H 0 : ρ = 0.8
H 1 : ρ ≠ 0 .8
Le résultat de ce test est le suivant: F (1,59)= 0.26429 with Significance Level 0.60911167.
- 32 -
D’après ce test, la probabilité de faire une erreur en rejetant H0 est élevé ⇒On accepte H0 : le
coefficient d’ajustement partiel du taux d’intérêt est statistiquement égal à 0.8
Toutefois le coefficient de l’output gap (0.10) est statistiquement significatif au seuil
de 10%. Ceci suggère que la production réelle joue un rôle dans les considérations des
politiques monétaires. Alors que le coefficient accordé à l’inflation est de 0.24 et il est
statistiquement significatif au seuil de 10%. Toujours, on aboutit que le poids accordé à
l’inflation est supérieur à celui accordé à l’output gap. Donc, la nouvelle Zélande conduit une
politique du ciblage d’inflation avec un poids relativement faible à la production réelle. Ceci
est dû à la politique de la nouvelle Zélande qui accorde plus de préoccupation à la
stabilisation des prix.
On remarque tout d’abord que les coefficients d’ajustement partiel sont améliorés par
2
rapport au modèle statique ; ils sont passés de 0.6 à 0.93 pour R 2 et 0.58 à 0.928 pour R . Ce
ci est peut être dû à l’ajout de la variable du taux d’intérêt décalé d’une période. Le critère de
maximisation de R 2 consiste à retenir le modèle ayant le R 2 la plus élevé, or l’inconvénient de
ce critère est de ne pas arbitrer entre la perte de degrés de liberté du modèle et l’ajustement
qui en résulte. C’est pourquoi, on doit faire recours aux critères d’Akaike ou de Schwarz afin
de comparer des modèles impliquant un nombre différent des variables explicatives ⇒ on
retient le modèle qui minimise la fonction de Akaike ou Schwarz.
Modèle statique
Modèle dynamique
Fonction Akaike
316.63527
207.49871
Fonction Schwarz
323.06468
216.13424
D’après le tableau qui fait figurer les critères d’Akaike et de Schwarz, on remarque que
le modèle dynamique minimise ces deux fonctions. D’où c’est le modèle dynamique (avec
lissage du taux d’intérêt) qui représente mieux la fonction de réaction de la réserve banque de
la nouvelle Zélande. Mais la faible significativité des coefficients de l’inflation courante et de
l’output gap courant, nous amène à conclure que peut être ce ne sont pas ces variables à
inclure dans la fonction ou bien il s’agit d’une omission d’une variable clés qui fournit des
informations additionnelles.
Nos résultats sont conformes à celles de Mayes et al pour le cas de la nouvelle Zélande.
Ils ont abouti à un coefficient de lissage du taux d’intérêt significativement très élevé et égal à
0.75 (dans notre cas 0.766). En outre, dans leur modèle dynamique ils ont trouvé un
coefficient significatif accordé à l’output gap pour une valeur de 0.2 (dan notre cas 0.14) et un
coefficient accordé à l’inflation de 0.37 (dans notre cas 0.32). Dan ce même contexte Mayes
[34] a montré que dans le cadre d’analyse pour la nouvelle Zélande ce n’est pas une surprise
- 33 -
de trouver un coefficient accordé à l’output gap inférieur à celui de Taylor 1993 dérivé sur les
Etats-Unis, étant donné que cette dernière fixe une dualité dans son objectif entre la stabilité
des prix et la stabilité économique. Alors que la nouvelle Zélande a comme priorité la stabilité
des prix. En plus, il parait que la banque centrale de la nouvelle Zélande adopte plus de
lissage (ajustement) du taux d’intérêt dans l’application de la politique monétaire que la règle
de Taylor suggère. Si le retard du taux d’intérêt est inclue dans la règle, il a un coefficient de
0.8. C’est ainsi, la réserve banque de la nouvelle Zélande n’oscille pas (ne fait pas varier) la
politique à chaque petite variation de l’inflation et de l’output gap.
Ainsi, on conclue à ce point d’analyse qu’en fonction des données courantes de
l’inflation et de l’output, l’instrument de type Taylor de conduite de la politique monétaire qui
représente mieux le comportement de la banque centrale de la nouvelle Zélande est cette
dernière règle de type de Taylor incluant un ajustement du taux d’intérêt.
4. La règle de politique monétaire sous la notion de Forward-Looking et
l’effet du taux de change sur une telle règle
a) Estimation de la règle de la politique monétaire sous la notion de ForwardLooking.
Dans la partie précédente, on a confirmé l’hypothèse selon la quelle la banque centrale de la
nouvelle Zélande ajuste graduellement son taux d’intérêt pour aboutir à une stabilité
économique et refléter une crédibilité à sa politique monétaire. Ainsi, la fonction de réaction
précédente parait le mieux expliquer le comportement de la BC de la NZ, jusqu'au moment où
certains économistes critiquent ces types de fonctions. En effet, McCallum note que ces types
des fonctions ne sont plus opérationnels, étant donné qu’elles ont besoin des informations que
les décideurs de politiques ne disposent pas actuellement. De même, Mayes [34] critique à
son tour ce type de règle (qui suggère que le taux d’intérêt de court terme doive être accordé à
l’inflation et l’output gap courant), car elle implique qu’on relie des informations dont on ne
dispose pas. Ainsi, selon ces économistes il n’est plus optimal de suivre ce type de règle. Pour
les rendre réalisables et efficaces, la plupart des chercheurs et économistes suggèrent de
remplacer ces variables par leurs prévisions ce qui permet de relier des informations dont on
peut disposer. D’où, émerge la notion de Forward-looking de la règle. Dans le même contexte
Mayes [34] critique le manque du rôle explicite de la prévision, dans ce type de règle, qui
fournit des jugements sur les développements économiques futurs.
Ces critiques, sur ces types de règle qui incorporent les données courantes de l’inflation et de
l’output gap ont fait l’objet d’apparition des nouvelles études présentant des nouvelles règles
de type Taylor sous la version Forward-Looking. Dans ce contexte, Dennis [17] a présenté
- 34 -
une étude dont l’intérêt est la détermination de la fonction de réaction la plus appropriée, il a
présenté un modèle à base microéconomique adopté pour refléter les caractéristiques des pays
développés en limitant son application aux petites économies émergentes. Ce modèle a été
adopté par plusieurs économistes tels que Lubick et Shorfheide [15] appliqué sur la nouvelle
Zélande, Canada, l’Angleterre et l’Australie, par Gali et Monacelli [19] et par Caputo et
Liendo [20] appliqué sur l’économie chilienne.
Ainsi, la fonction de réaction sous la version Forward-Looking qu’on envisage d'estimer doit
inclure en principe les variables suivantes : anticipation de l’inflation et l’anticipation de
l’output gap. Or les études citées ci-dessus adoptent une fonction incluant uniquement
l’anticipation de l’inflation et adoptent les données courantes de l’output gap. Ceci peut être
expliqué par le fait que les anticipations d’inflation et d’écart de production qui interviennent
dans la règle de Taylor dépendent de la modélisation de l’économie retenue par les autorités
monétaires. Dans une contribution récente, Levin, Wieland et Williams [35] suggèrent qu’une
règle qui prend en compte les anticipations d’inflation à horizon d’un an et l’écart de
production courant constitue une réponse efficace et robuste à l’incertitude liée à la
modélisation. L’explication de ces auteurs de leur dernière conclusion est la suivante : «On
peut montrer que de telles règles sont alors optimales pour une banque centrale dont la
fonction de perte est quadratique en l’inflation et l’écart de PIB (c’est à dire qui cherche à
minimiser la somme des variances de ces deux variables). Toutefois, l’écart de production est
généralement compris dans ce cadre comme l’écart du PIB au niveau qu’il atteindrait si les
prix et les salaires étaient parfaitement flexibles et non comme l’écart à une tendance de long
terme ».
De même, le recours uniquement à l’anticipation de l’inflation pour la banque centrale
de la nouvelle Zélande est du à son objectif principal unique celui de stabilisation de
l’inflation.
La fonction de réaction envisagée par ces études sous la version Forward-Looking est Celle
adoptée par Lubick et Shorfheide sur les pays industrialisés tel que la nouvelle Zélande,
Canada, Angleterre et L’Australie :
Rt = ρ ∗ Rt −1 + (1 − ρ ) ∗ [ω1 E (π (t +1) + ω 2 (Y − Y )] + ε t ;(9) avec R : taux d’intérêt nominal.
D’une manière générale, les banques centrales n’annoncent pas leurs anticipations
d’inflation à l’exception de la banque centrale qu’annonce sa prévision d’inflation à partir de
1995. Cette série est stationnaire en effectuant le test ADF (voir annexe A). Etant donné qu’il
s’agit d’une nouvelle variable et donc d’un nouveau modèle, on effectue le test d’Hausman
d’exogénéité des variables. Le résultat de ce test est de même que toutes les variables sont
- 35 -
exogènes, ainsi étant donné que les hypothèses fondamentales d’application du MCO sont
vérifiées, notre estimation peut être effectuée par la méthode des moindres carrées ordinaires
(voir annexe C5).
L’estimation de la fonction de réaction sous sa version Forward-Looking est décrite cidessous :
Linear Regression - Estimation by Least Squares
Centered R**2 0.843146 R Bar **2 0.835495
Uncentered R**2 0.991898 T x R**2 43.644
Mean of Dependent Variable 6.5625290909
Standard Error of Estimate 0.6283668001
16.188638253
1.926230
Variable
Coeff
Std Error
T-Stat
Signif
*******************************************************************************
1. IT
0.7973066449 0.0845830085 9.42632 0.00000000
2. INFA
0.3241159218 0.1284736829 2.52282 0.01164181
3. GDPG
0.1442885593 0.0848786741 1.69994 0.08914242
aic=
sbc=
128.44614
133.79871
Statistique h de Durbin
0.26350< 1.96 d’où pas d’autocorrélations des résidus.
D’après ces résultats, on conclue que toutes les variables sont significatives au seuil de
10%, on remarque que le taux d’ajustement partiel est précisément égal à 0.8 comme il était
décrit dans la littérature économique menée sur la nouvelle Zélande et il est très significatif.
En outre, les résultats montrent que le poids accordé à l’inflation anticipée est supérieur (soit
deux fois plus élevé) que le poids accordé à l’output gap, ceci conforme aussi bien le
comportement de la banque centrale de la nouvelle Zélande qu’accorde une priorité dans ses
objectifs à la stabilité des prix qu’à la stabilité de l’activité économique. D’autres statistiques
vont nous permettre de retenir la version Forward-Looking pour déterminer la politique
monétaire de la banque centrale de la nouvelle Zélande, ce sont les critères d’Akaike et
Schwarz. En effet, on remarque que les deux fonctions calculées par notre modèle avec
anticipation d’inflation sont les plus minimums par rapport à ceux des autres équations
estimées. Donc, on conclue que la politique monétaire reflétant le comportement de la banque
centrale de la nouvelle Zélande est celle sous la version Forward-Looking. Mais on remarque
que le coefficient accordé à l’inflation anticipée est de 0.4(0.4 = 032 / 0.8) qui est inférieur à 1,
or on s’attend à un coefficient d’inflation pour la nouvelle Zélande qui est supérieur à 1. Ceci
peut être dû à l’omission d’une variable clé dans le modèle tel que les fluctuations du change
qui fournissent des informations additionnelles sur l’allure de l’inflation future.
- 36 -
b) l’effet du taux de change au sein de la politique monétaire
En 2000, Tylor présente un nouveau sujet de recherche qui affecte le choix de la
politique de monétaire. En effet, il évoque que certains canaux du mécanisme de transmission
monétaire peuvent avoir un effet sur le choix de la règle. Ainsi, dans l’étude décrite ci-dessus,
Taylor étudie l’effet de certains canaux de transmission sur la règle de Taylor. En premier lieu
il étudie l’effet de la différence des prix dans les marchés financiers. Ensuite, il aborde l’effet
du canal du crédit et enfin l’effet du canal du taux de change. Taylor conclue que les deux
premiers canaux de transmission n’affectent pas le choix de la politique monétaire, c’est ainsi
il s’intéresse plus au canal du taux de change. L’intérêt visé sur ce canal est dû aussi que le
taux de change est l’un des déterminants des exportations nettes et de l’inflation, puisque la
variation dans les prix des biens étrangers est transmise à travers les prix des biens
domestiques. En outre, il existe une relation entre le taux de change et le taux d’intérêt à
travers le marché de capital. Taylor aboutit à une étude de simulation sur 9 modèles de
politique monétaire pour des économies ouvertes. Pour voir si certains canaux de transmission
améliorent la performance de certaines règles. Le résultat d’étude aboutit que certains
modèles sont plus performants et dans d’autres modèles la performance est détériorée. Il
conclue en premier lieu que la différence dans ces modèles, n’est pas due aux différents
canaux de transmission mais aux degrés de Forward-Looking. Ainsi, Taylor conclue, que
pour la plupart des pays développés, les mécanismes de transmission monétaires ont un faible
effet direct sur le choix de la politique monétaire. En ce qui concerne le taux de change,
Taylor conclue qu’il amplifie l’effet du taux d’intérêt mais il n’affecte pas sa direction. Ainsi
la réaction de la règle politique uniquement à l’inflation et l’output est efficace pour stabiliser
l’inflation et l’activité économique. Donc la conclusion dans cette étude que l’effet direct du
canal du taux de change n’a qu’un faible effet sur la politique monétaire.
Dans une deuxième étude en 2001, Taylor suggère que le taux de change soit une
variable importante. Comme il a montré, dans une étude de 2000, que cette variable a un
faible effet direct sur la politique monétaire. L’objectif de sa récente étude est de déterminer si
l’instrument de la politique monétaire doit agir aux fluctuations du taux de change ou bien il
est suffisant d’agir aux indicateurs domestiques tel que l’inflation et l’output réel. Dans cette
étude, Taylor conclue de même que la politique monétaire qui réagit directement aux
fluctuations du taux de change ne permet d’aboutir à une bonne stabilisation d’inflation et de
l’activité économique et dans certains cas ces règles23sont moins performantes que les
politiques qui ne réagissent pas directement aux fluctuation du taux de change. La conclusion
23
Les règles désignées sont celles qui incluses une réponse directe aux fluctuations du taux de change.
- 37 -
la plus importante de cette étude est l’existence d’effet indirect du canal du taux de change si
les politiques monétaires qui ne réagissent pas directement aux fluctuations du taux de
change. L’inertie de ce canal de transmission combiné avec les anticipations rationnelles
provoque cet effet indirect. Cet effet indirect a des avantages en les comparant avec l’effet
direct car il résulte de fluctuations non anticipées ou imprévisibles du taux d’intérêt.
D’après Taylor [24], on peut évoquer l’effet du canal du taux de change en absence
d’effet direct. Ainsi, dans le cas où il n’y aurait pas effet direct du taux de change, le taux
d’intérêt réagit uniquement à l’inflation et l’output. Ainsi, si le taux d’inflation ou l’output
diminuent (augmentent) dans le futur alors le taux d’intérêt diminue (augmentent) dans le
futur. En supposant une appréciation du taux de change, pour les économies ouvertes, cette
appréciation a deux effets :
-
Diminution de l’output par l’effet de substitution.
-
Diminution de l’inflation car les prix des biens importés n’augmentent
pas, ainsi l’inflation peut diminuer par la baisse de l’output.
Ainsi, ces effets sur l’inflation et sur l’output n’auront pas lieu instantanément au
moment de l’appréciation, mais avec un retard. Il s’agit de l’inertie du mécanisme de
transmission de politique monétaire. En effet, ce retard implique qu’une appréciation du taux
de change diminue l’inflation et l’output dans le futur. Ceci est équivalent qu’une appréciation
actuelle du taux de change augmente la probabilité que la banque centrale va diminuer son
taux d’intérêt futur. Avec des anticipations rationnelles, l’anticipation de la baisse du taux
d’intérêt futur va avoir tendance à diminuer le taux d’intérêt actuel. Ainsi, le canal de
l’appréciation du taux de change joue un rôle important dans la politique monétaire si cette
dernière est basée sur l’anticipation de l’inflation et de l’output.
Ces travaux de Taylor étaient le point de départ des recherches, quel que soient sur les
pays développés ou émergents, sur l’effet du taux de change sur la politique monétaire. Du
fait que ce taux inclut des informations additionnelles sur l’allure future de l’inflation n’est
pas nécessairement capturé par l’inflation courante ou l’output gap. En plus, il fournit des
indicateurs clés sur l’état de l’économie plus qu’en se referant uniquement au taux d’intérêt.
Lubik et Shorfheide [15] montrent qu’il n’y a pas de règle claire quant au choix de la
banque centrale pour sa fonction de réaction, ils montrent que les banques centrales de la
nouvelle Zélande, l’Australie et le Royaume ne répondent pas explicitement aux fluctuations
du taux de change, alors qu’au contraire, la banque centrale du Canada prend en considération
ces variations.
C’est ainsi, dans cette partie qu’on va estimer la règle de Taylor avec anticipation
- 38 -
d’inflation et voir l’effet des fluctuations du taux de change sur la politique économique et si
cette variable agit directement sur la politique monétaire de la nouvelle Zélande ou bien c’est
l’effet indirect uniquement qui règne sur cette relation comme il était montré par Taylor [25]
sur les données des Etats-Unis comme un exemple des pays développés.
Donc la règle à estimer et la même estimé par Lubik et Shorfheide est la suivante :
it = ρRt −1 + (1 − ρ )[ωπ π t + ωY β (Yt − Y ) + ω e (et − et −1 )] + ρ ∗ it −1 + ε t
(10)
Pour estimer cette équation, on la réécrit comme suit :
it = ρRt −1 + απ t + β (Yt − Y ) + γ∆et + ε t
Avec : α = (1 − ρ )ωπ ; β = (1 − ρ )ωY ; γ = (1 − ρ )ω e
L’estimation de cette équation a été faite par la méthode des moments généralisés
puisqu’une des hypothèses d’application du MCO n’est pas vérifiée24. L’application de cette
méthode nécessite un choix efficace des variables instrumentales qui fonde les conditions
d’orthogonalité, en effet pour le choix des instruments, on fait recours à la littérature
économique qui a estimé ce type de fonction avec la méthode des moments généralisés. En
effet, selon Gerdesmeier et Roffia (2003) qui ont estimé ce type de fonction pour la zone euro
ont fait recours aux retards des variables explicatives d’ordre 4 jusqu’à l’ordre 6 et ils
suggèrent que le recours à ces instruments soit efficace pour ces types d’équation d’après la
littérature économique portant sur les règles de types de Taylor.
Le résultat de cette estimation est la suivante
Ces résultats aboutissent aux coefficients suivants :
ρ = 0.59 ≈ 0.6
ωπ = 1.2
ωY = 0.4
ω e = 0.04
On remarque que la statistique de Durbin Watson égale à 2.6, elle est élevée. Or dans ce
24
L’hypothèse d’exogéneité des variables n’est pas vérifiée. On a trouvé que la variable du taux de change n’est
pas exogène.
- 39 -
type d’équation (équation dynamique avec variable retardé) la statistique de Durbin Watson
est biaisé. Ainsi, pour estimer le risque de l’autocorrelation un nouveau test d’autocorrelation
des erreurs doit être utilisé. La statistique utilisée est la suivante :
h = ρ ^ [n /(1 − nσ it2 )]
Avec: ρ ^ = 1 − dw / 2 ( dw est la statistique de Durbin Watson calculée sur l’équation 10)
n : Nombre d’observations.
σ it2 : Variance estimée du coefficient.
Cette statistique « h » est distribuée de manière asymptotique comme une variable
normale centrée et réduite. Ainsi, il y a équivalence entre les deux tests d’hypothèse suivants :
H0 : ρ = 0
H0 : h = 0
H1 : ρ ≠ 0
H1 : h ≠ 0
Si h ≤ t α / 2 , nous acceptons l’hypothèse H 0 d’indépendance des erreurs.
Dans notre cas, pour juger de l’hypothèse de l’autocorrelation, il faut calculer la
statistique h.
En effet, ρ ^ = 1 − 2.6 / 2 = −0.3
D’après, la matrice de variance covariance on σ it2 = 0.001272.
Ainsi dans ce cas h = − 1 . 359 ≈ 1 . 36 p 1 . 96 ⇒ Ainsi on accepte H 0 : pas
d’autocorrelation des erreurs.
Pour calculer les fonctions d'Akaike et Schwarz :
AIC = n ∗ log( ee' ) + 2 ∗ K = 24.9
BIC = n ∗ log( ee' ) + K ∗ log n = 30.9
D’après ces résultats d’estimation, on remarque que le coefficient accordé à la variation
du taux de change réel effectif est très faible (0.04) et ce coefficient n’est pas significatif.
Donc on conclue que statistiquement la variable de variation du taux de change n’intervient
pas dans la conduite de la politique monétaire, autrement dit que la banque centrale de la
nouvelle Zélande ne répond pas explicitement aux fluctuations du taux de change. Donc, on
peut dire que l’effet du canal direct du taux de change est absent et n’a pas d’effet sur le choix
de l’instrument de conduite monétaire. Notre résultat est conforme à celui de Lubik et
Schorfheide [15] qui ont conclu que la banque centrale de la nouvelle Zélande ne répond pas
explicitement par sa fonction de réaction à la variation du taux de change en trouvant un
coefficient accordé à la variation du taux de change égal à 0.04. Ainsi, on aboutit à la même
conclusion que Taylor [25], que l’effet indirect du canal du taux de change emporte sur l’effet
- 40 -
direct pour le cas de la nouvelle Zélande.
Le modèle estimé est le modèle qui minimise le plus les fonctions d’Akaike et Schwarz,
donc malgré la non significativité de la variable reflétant les fluctuations du taux de change, la
règle optimale de conduite de politique monétaire doit l’incorporer. Donc, on n’omet pas la
variable de la fluctuation du taux de change dans la spécification25, ceci est dû au canal
indirect (décrit ci-dessus) de cette variable sur le taux d’intérêt. En outre, économiquement
cette variable fournit des informations additionnelles sur l’allure future de l’inflation et
l’output qui n’est pas capturé par l’inflation et l’output courant. En effet, on peut attribuer
l’adoption ou la mise en place du MCI « monetary condition index » par la banque centrale de
la nouvelle Zélande comme instrument de conduite de politique monétaire en 1998 au besoin
de cette institution de refléter son intérêt de tenir compte explicitement des fluctuations du
taux de change outre l’effet indirect de cette variable par le canal de transmission.
Selon Mayes, la politique monétaire est une science inexacte, les erreurs sont
inévitables, étant donné l’incertitude sur les mécanismes selon les quelles l’économie opère,
les chocs qui peuvent avoir lieu et la capacité de la politique économique de les neutraliser.
C’est ainsi dans une future étude, on propose de déterminer, en premier lieu, le mécanisme de
transmission indirect du taux de change par l’effet passthrought en adoptant un modèle global
à base microéconomique où il y a distinction entre biens domestiques et étrangers. Et en
deuxième point, d’estimer un nouvel instrument de conduite de politique monétaire c’est
« condition monetary index » et l’évaluer à cette dernière fonction.
Conclusion
Ce papier a estimé la fonction de réaction qui traduit le comportement de la banque
centrale de la nouvelle Zélande durant la période de 1990 à 2005, date de mise en œuvre de la
politique du ciblage d’inflation. La fonction de réaction optimale qu’on a envisagé de le
déterminer est une règle de type de Taylor. Pour le faire, on a commencé par l’estimation de
la règle de Taylor traditionnelle sur les données de la nouvelle Zélande. Lors de cette
estimation, on était conscient de ne pas aboutir aux mêmes coefficients dans la simple relation
de Taylor car les objectifs de la réserve fédérale diffèrent de ceux de la nouvelle Zélande. En
effet, on attendait à un faible poids accordé au gap de production ou au moins plus faible à
celui de Taylor (1993a), ce qui était le cas soit 0.24. Lors de cette estimation (de la règle
traditionnelle), on conclue que cette règle traduit les objectifs de banque centrale mais le
25
Cette idée je l’ai l’inspirée de l’estimation de la fonction d’offre en utilisant un modèle de Nerlove, où lors
d’estimation l’auteur à aboutit à un coefficient non significatif pour la variable de prix des aliments et malgré sa
non significativité l’auteur suggère qu’il ne faille pas l’omettre dans la spécification étant donné qu’il explique
mieux la fonction d’offre.
- 41 -
pouvoir explicatif de cette fonction est faible qui peut être du à l’omission de certaines
variables clés. Ainsi, on a passé à l’estimation des fonctions de réaction de la banque centrale
en adoptant une méthodologie standard initialement développée par Clarida, Galí et Gertler
[13] et adoptée par Gerdesmeier et Roffia [10] sur la zone euro et par Mayes et Al [5]. On
conclue à cette première étape que la banque centrale de la nouvelle Zélande adopte une
politique de ciblage d’inflation durant la période de 1990 à 2005 conduit par une règle de type
de Taylor. Cette règle (équation7) montre que la banque centrale ajuste graduellement son
taux d’intérêt pour assurer une certaine stabilité sur l’économie. En deuxième point, vu les
critiques adressées à ce type des règles -reliant le taux d’intérêt de court terme aux données
courantes de l’inflation et de l’output gap- puisqu’elles ont besoin des données que les
décideurs de politiques ne les disposent pas, on a estimé une règle de type de Taylor sous la
version Forward-Looking. La règle estimée est celle adoptée par Dennis (2003) dont l’intérêt
est la détermination de la fonction de réaction la plus appropriée. Il a présenté un modèle à
base microéconomique adopté pour refléter les caractéristiques des pays développés en
limitant son application aux petites économies émergentes. Ce modèle a été adopté par
plusieurs économistes, tel que Lubick et Schorfheide [15], appliqué sur la nouvelle Zélande,
Canada, l’Angleterre et l’Australie, de même adopté par Caputo et Liendo [10] appliqué sur
l’économie chilienne. En estimant ce modèle on conclue que le comportement de la banque
centrale de la nouvelle Zélande est plus orientée vers le futur. Autrement la règle reflétant
mieux le comportement de la réserve banque de la nouvelle Zélande est sous la version
Forward-Looking. En dernier point, notre objectif est de savoir si l’effet de la fluctuation du
taux de change affecte directement la politique monétaire de la banque centrale Pour le faire,
on a introduit dans la règle sous la version Forward-Looking une variable reflétant la
fluctuation du taux de change durant la période d’étude. On réestimant le modèle, on conclue
que le coefficient accordé à cette variable n’est pas significatif. Ainsi, d’après ce premier
résultat, on conclue que le canal du taux de change n’a pas d’effet direct sur le choix de la
politique monétaire. Mais le rôle important du taux de change réside dans l’effet indirect de
cette variable. En outre, selon les critères de sélection des modèles optimaux- fonction Akaike
et Shwarz- suggèrent qu’il faille retenir le modèle incluant les fluctuations du taux de change
malgré sa non significativité. Ceci est dû à l’effet indirect de cette variable sur le taux
d’intérêt de court terme et en outre le taux de change fournit des informations additionnelles
sur l’allure future de l’inflation et l’output qui n’est pas capturé par l’inflation et l’output
courant.
C’est ainsi dans des futures études, on propose, en premier lieu, d’améliorer ce travail
- 42 -
sur deux point : adopter des mesures plus performantes pour les variables inobservables tel
que le filtre de Kalman. En second lieu, déterminer les mécanismes de transmission indirects
du taux de change par l’effet pass-through de court terme et de long terme, en adoptant un
modèle global à base microéconomique où il y a distinction entre biens domestiques et
étrangers.
- 43 -
Bibliographie
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Règle de Taylor dans le cadre du Ciblage d`inflation: Cas de la

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