UNIVERSITE DE RENNES 1
FACULTÉ DES SCIENCES ÉCONOMIQUES ET D'ÉCONOMIE APPLIQUÉE A LA GESTION
ANTICIPATIONS RATIONNELLES, TAUX D'INTERET
ET
EFFICACITE DE LA POLITIQUE MONETAIRE
LE CAS FRANÇAIS : 1960 - 1983
THÈSE POUR LE DOCTORAT DE TROISIÈME CYCLE
DE SCIENCES ÉCONOMIQUES
Laboratoire de Monnaie et Financement
Présentée et soutenue publiquement
par
Anani MENSAH
JURY
Président: M. Jean-Claude HARDOUIN
Professeur à l'Université de Rennes 1
Suffragants: Jacques LE BOURVA
Professeur à l'Université de Rennes 1
M. Pierre GRAVOT
Chargé de Conférences à l'Université de Rennes 1
M. Nab"
ABBOUD
MoÎÎY"e. -
A~~15tOYlt à. t' UY\\.~~y~;t~ ~e.. RR.V\\VL~ ,
MARS 1985
RESUME
Notre
étude
intitulée
"ANTICIPATIONS
RATIONNELLES,
TAUX
D'INTERET
ET
EFFICACITE DE LA POLITIQUE MONETAIRE,
le cas français: 1960.1-1983.4" analyse
les implications
de la théorie macroéconomiqlle
néo-classique sur l'évolution
de la politique monétaire
en France. Elle comprend six chapîtres
qui peuvent
être regroupés en deux parties.
La
première
partie
ou
les
quatre
premiers
chapîtres
montre
que
la
spécification
des
anticipations
autoregressives
nécessite
lln
complément
d'informations liées à la valeur future de la variable endogène pour
répondre
aux critères de rationalité. Et si les anticipations sont
rationnelles, seule
l'erreur
de prévision
peut affecter
les taux
d'intérêt et
donc l'activité
économique.
La
deuxième partie
ou les
deux derniers
chapitres analysent
empiriq~ement
l'hypothèse de neutralité des anticipations complètes et optimales.
Il s'agit
d'appliquer
à
l~économie
française, où
l'Etat
joue
un
rôle relativement
important, la thèse de la neutralité de la politique monétaire anticipée.
Nos résultats
empiriques infirment en partie l'hypothèse
de neutralité de la
politique monétaire systématique. En
effet, l'influence de la composante
non
anticipée de
la masse
monétaire sur
la production et
le chômage
n'est pas
exclusive.
Ainsi
la
production
est
également
affectée
par la
politique
monétaire systématique.
Par contre, le taux
de chômage, à cause
des fausses
informations véhiculées, donne des résultats contradictoires.
Mais, toute
chose égale par ailleurs,
la politique non anticipée
a un effet
positif sur la production réelle et lln impact négatif sur le chômage.
"QlÛc.onque elJt. ju.6t.e, pM..tic:u..e le dJw,{;t
et. .ta ju.6.:ti.c.e., •.• , ne. P/Lê:te. pM ave.c.
u.6UJLe., ne. pILe.l1a pa..o d' in.t.VLW, •.• ,
un t.el. homme. e..ot. ju..J::,:te, i l vJ..vILa;
OlLaue. de. YA{-i(J.iU{"
La BIBLE
Ezéc.hJ..el 75 ; 5-9.
"Ce. q(~è. VOu.6 pILU2.2 à. -UttVL(;;.:: pOéUL .t 1 aC.CJLO)~J~e.
du bie.n d' a..ut.!LuJ.. ne. .0 1C:C.CJLC.0.:: pc:"~ au.pr..iZ..lJ cie.
ALLAH, mcu:..o .t";;;ôl,e Qv.;?, VOu..6 dO"Lne.z ;.xv'L
déJ.J-ÛL de. .ta kc.e. de. ALLAH,
voilà c.e. q:..v~ dou.ble:. VO:V'U!. -:..~e.:I
Le. CORAN, SoLJw..:tc. 30 : 39.
A i..a mémobte.
de. ma n pèJz.e.,
F. L~~ey DomRpirl MENSAH
Cet ouvAage CUlt aU.6.6-t déd-té à. :
• ma mVLe c.héJUe F. Dédé MENSAH-APESIAP5
• 171a .ooeuJl.-âme. Adjoa McvUe.-Pa.LLi..e. et J:..a 6amW.e i'Ai..\\ŒI"i)A-NASSAM
1TiU>
6AVLCUl et .6oe.uJ'v~ U toute i..a 6cn1.z-Ue MCi\\S/.i!
• ,~:;~. g r(L71\\?. ADIGO ~1aJr~
,<oaJa EI/LO et Pabuc.e Voé.:tiZ !.IENSAH, é>::uCÜCLI1;.':h ILe.,::,pc.c.;:;,LJ2..iTlc.J1..{: à
BOSTON [i~ASSACHUSSETTS)
e;t à Sr.
LOuIS (MISSCln:~I)
(:.,{: ;~ow::' ;iieJ.>
c;,m,w de LOM,E
• tou..o ie..6 é:tud-ta~ :togo.ta.0~ et :tou..o rr.e..6 C.0ixJJ1..j du. i.a00iw..:~0,0'L2.
Monnue et F-tnanc.eme.YI.t et de .ta wé. Sév-tgJ1.é
;cou..o c.e.ux ({tU uw-te.vU e.n DIEU C.aJL " •• • :tout u .. que. VC:L,:'
demandvte.z à MAWU daYl..6 une. pJUè-JLe pi..ûne de.. -5 o/..; voU/.,
.e.. 1 0 btienc1JLez" Mt. 21 : 22.
....
REMERCIEMENTS
-----ï-------
Ce;t;te é:tude IJ eJt.a,{;t lteIJtée .e.0I19tC?JnP~ à .e.' Ua..t d r ébauc.he ,~a)1,s .e.' '<'mpuû'<'on
et.tu encouJ'..agVl1el1-U .oouXel1M de Mr~. Jea.I1-Cf.a.ude HARVOUIN, auçu.e,t: nou.-s de.voné
CUJ.lJ!.:J..t .e. C?,h c.J'J..;t<'qu eIJ et IJ ug9 eIJ ;UolU qu...<. tlO LW 0 nt pV"dll.0J de paJl 6c:J.Ae t eIJ pA em..tèJl C?,h
VVW..{.oM du tcx.te.
EUe ut également .te 6!W.J..;t de .e.a SO/U71mon JLe.cue de no,s
e.rwe-égnanU e.-t de,j peJL6onn.u, quij. palt .tC?.U/L a..<.de, ont c.ontlUbué. à <son o..bouw-
Qu.e tC;L!, :UtouveYI.-t ..te...<. .e.' eXpJlC?,h,s..ton de no~ ~.<.n.cVteIJ j-~Ql1v'tue.m2-Yvt6, avec û
i3i:.fî.éciJ.ctiol1 de VIëU. Mw i l ut év'<'dent que tu Op,0Uon.-s é.m~C?J., da.)',,~ cu
o:,,;,vJi.ag et
comm? teo VlJLWW qu 1i l peu..:t compo!L.tvl, 11; .2-i1go..9 C?.vLÂ: qu.'!:- i10;::Ae d?.:.L-Ce.
l\\ou.-~ /Lü:ïeJéUCn..;, 19a1el7len.:t .e.C?,h memblLeIJ du jWUj pOu.JL Q.\\iOÙL o,ien 'VOU)~u. J'lOL.L<S
hoYlo:u:A. de -f-WA ciJ..<Jpoyvib.<.ü.té.
SOMMAIRE
Liste des variabes
0
IntroGuction générale
1
CHll?ITRE l - TAliX DI INTERET ET COMPORTEMENT Dr ANTICIPATIONS AUTOREGRESSIVES
11
CHA?ITRE II - EVALUATION D'UNE VARIABLE D'ANTICIPATIONS RATIONNELLES
57
CHAPITRE III - CONSEQUENCES DES AJ~TICIPATIO;-.;'S
RATIONNt:LLES SUR LA
DETERMINATION DES TAUX D'INTERET
88
CEAPITF..E IV - NiTICIPATIONS RATIONNELLES ET EFFICACITE DE LA ?OLITIQUE
ECONm1IQUE
136
CHi\\PITIΠV - TAU.... DI INTERET ET COMPORTEMENT DI ANTICIPATIONS Rn''::ONNELLES
FRi0;CE,
1964.1-1983.4
182
C:-JX2IT;,S VI - V INEFFICACITE DE LA POLITIQUE MONETAIRE DllJ.'jS L2 CADR2 DE
L1ECONOMIE F~\\NCAISE
243
Co~clusiGn gé~értile
276
Appe~dicc statistique
282
A:1nexes
285
Liste des tablea~x statistiques
308
Liste des représentations graphiques
3 11
bibliogrilphie
313
Table des matières
322
LISTE DES VARIABLES
taux del'eurodollar ~ un mOlS
valeur anticipée du taux d'int~r~t ~ lonG terme
LDEV
:ogarithme de la balance des devises encourues par l'Etat
t
H (HI"!)
masse monétaire H1
(1'12)
masse monétaire réelle
li1 ,,,
(mm*)
t&UX de crOissance de ia masse monétaire Ml
(H2)
t
t
mr i \\
taux de crOlssnnce de la masse monétaire réelle
t
ms
(mms,J
composante non anticip~e de la masse monétaire MI
(H2)
t
\\..
-m (;mt)
6cart à ln moyenne mobile de la masse monétaire M1
(H2)
t
n::
taux de population active
t
p
(Dfl' )
ir..dice des prix Z1 la consomm:1tion (déflatcur du l'lB)
t
t
p*
(DfP''')
taux d'inflation observé
t
t
p* (DrI"")
taux d'inflation anticipé
t
t
1'S
(DS ~)
co~posante non anticipée du taux d'inflation
t
L
l'SI
composante non anticipée du taux d'inflation ir.terne
,-
L
t
i" ,.
= taux d'intQrêt réel moyen
;:-e
taux d'intérêt naturel
t
taux d'intérêt à long terme
taux d'intérêt nominal ou taux d'intérêt nominal à court terme
R·I
rendement d'une obligation
nt
RN
écart à la moyenne mobile du taux d'intérêt nominal
t
St-UC
salaire minimum interprofessionnel croissant
t
variable de trend temporel
TCB~
v&~i~01e logarithmique mesurant le taux de chômage
'-
r:R13T ...
taux de rendement ùes bons du trésor
U
~ taux de chômage
t
x
~aux de rendement des bons du trésor à trois mOlS
t
X
valeur d'une obligation ou une variable quelconque
t
X
va~eur anticipée d'une obligation
t
~cgarithme du PIB réel (valeur d'équilibre)
y
rendement nominal d'une obligation ou une variable quelcor.que
t
rendement nominal d,'équilibre d'une obligation
taux de croissance du PIB nominal
Z
une variable ou un vecteur quelconque.
t
INTRODUCTION GE~ERALE
Toute an~ljse des taux d'intérêt ne tenant pas compte du compc~te-
ment des agents économiques serait incomplète. Ainsi, par le biais de
comporten,ent d'anticipations, nous voulons étudier l'influence dynamique
que les individus exercent sur les prix du capital. Partan~ de là, nous
essaierons d'analyser les conséquences vis-à-vis de l'efficacité de l~
politique économique. L'objet de la présente étude est donc double:
Le premler volet se rapporte aux déterminants des taux d'intérêt.
Il a suscité une littérature aUSSl riche qu'abondante écar~elée entre GCux
approches :
. Irving FISHER (1) et ses successeurs privilégient le taux d1in-
flation considéré con~c la variable exo~ène essentielle affectant les taux
dlin~érêt nOili~~aux.
Pou: rliautres (2) , cette première approche n'est que :;U~ des
effets conju 6ués de la politique monétaire sur la trajectoire des taux
d'intérêt nom~naux.
Mais dans un cas comme dans l'autre, il s'est posé le problème de
la mesure de la variable explicative retenue (3)
. Ainsi pour 1. ~ISBER le
(1) Vwing FISHER: "T:1etheoll.y06,(l1tv(e-6tlLa;J~~1I EcLi.;t. 7930, Mac.m/.}lai1,
c.h . :2 et 19•
(2) c.&. - [,l,::. GIESON : "The fag ,(yl the e66ec.t aS "1O)H:.;t{J·i.~: pof.i..c.ij 0/1 inc.o-
me aYld ,(ntv:.0~t JULte.6", JOU/U'la.-f 06 Ec.oYlo!i1ùj~,
vol!.. 84, 1970, pp. 288-300.
- O. ECi(STEIN aYld M. FEL'DSTEIN : "The. 6u.ncfame.n./:.aJ.. duvunincJl.t-J of:
inteJl.e.ll-l:: lutte.H , Rc..v,(e.w c~ êcoJW-
mic..6 and S:t0..:t.L6J:jJJJ, no v . 79 ï 0,
pp.
363-375.
[:;) U e.x.L6te. une. appAOc.f1e C.OYlclL<.a.nt te.-s deux p/ur:upalu \\!"'t qi.U 1~2.t{c.rl-l::
- 2 -
~aux d'inflation est une variable anticipée, inobservable, malS ~ulil est
possible d'approximer. L'information utile à sa mesure est limitée JU seul
passé historique de la variable exogène. Cette approche, co~~unément con-
~ue sous le nom cl 1 anticipations autoregressives, ~st très répand~e dans la
mOGélisation économiçue.
L'inflation anticipée est aUSSI mesurée par sondage. C'est une
approche initialement introduite par Joseph
LIVINGSTON (1)
Mais ces mesures d'anticipation concordent-elles avec la réalité?
Mieux encore sont-elles rationnelles ?
En outre, l'économie mondiale connait depuis plusieurs années àes
te~ps difficiles caractérisés par la stagflation et le chômage.
La résorption cie ces fléaux nécessite une expertise économique avi-
sée. Ainsi, "l'installation de l'administration républicaine, e:: su::-tout
la présentation du prograwme économique du Présièent REAGA~, est accompa-
gné de prévisions qui s'appuient sur un nouveau type de mOQ~lcs fondés sur
les anticip~tions rationnelles des agents économiques. Ce thème au demeu-
rant assez ancien aux ETATS-UNIS, acquiert ainsi une nouvelle <LC\\:'Ja-
lité"
(2)
: Il s'inspire, à retardement, des recherches deV2nuucs célèbres
p.e.I.L6-<.e.uJL6 vaJUa.b.te..<:J e.xpLicative..'> comme., pM exemple., .R '-<'Y/éRation, ta ma..6.6e
mOI1é;ta,.,{Ae. U .ta pJLOdu.ctioYl. POuA lté6éJte.nc.e vo-<-Jt T. SARGENT: "CommocLU:y
p.tU.c.e., e.Xp~c;tatioM and -the. -<'n-te.Jte..<:J-t 1ta.:te..<:J", QJ.ta.:te.Jt.e.y JouJLYta.f 06 Ec.oncm-<-c..o
voz. 83, 11- 7, 6c..b. 7969, pp. 127-140.
(1) C6. - W.E. GIBSON: "IY1-teJtu-tlta.:tu and-<'nMCivÛ.oY1.naJuJ expc.c.to...u.OI1.,j
Y/CIO ev-<'de.nc.e", AmeJUc.al1 ëc.onom-<.c. R(;.v-<"2.1IJ, voL 62,
de.c.. 197'2, pp. S~4-865.
- J. UJINGSrON
"PhUade1p{ua Su.I1.da.tj EuJJ.wl1 (7946-1977) and
Philadûp{ua
l nqu.-<.Jtc.ii.. (197'2 - ) .
('li John ML:Ff : "RÇj~ona.e. exoe.c..ta.tion6 and .the .the.olttj On j'J.tU.c.c. n:ove.ml?l1t..6",
Ec.cJi1omU/t-<.c.a, ju..ty 1961, n~ '29; pp. 315-335.
- 3 -
ce John M""CT;;; (1) .
En 1961, John MUTH voyait dans les anticipations autoregr2ssives,
une conception très pauvre de la ré~lité, relativement à celle ciu modéli-
sateur. Pour pallier cette lacune des anticipations traditionnelles, l'au-
teur suppose une coîncidence sans biais entre la vision de l'individu et
celle du modélisateur. Cette idée banale est forffiulée en ces termes :
"J'&imerais suggérer que les anticipations, puis~u'elles rcpréser.~êht des
prévisions ôien inf6r~ées des évènements futurs sont fondamenta121TIent
semblables aux prévisions issues de la théorie économique pertinente/' (2)
.
Mais, " ... personne ne prétend, en parlant des anticipa~ions ration-
nelles, que les agents connaissent les 6quations du morl~le, n~ que leurs
prédictions sont parfaites ni identiques, ma~s seulement que leur inté-
r2t ... " (3) est d1utiliser efficacement l'information disponible.
Néanmoins, c'est à Robert E. LUCAS (4) que revient le mé~iLc, au
début des ann2es 1970, d'adapter la théorie des anticipations rationnel-
les, initialement définie par John ~ruTH, aux modèles macroécono~iques.
"Il faut donc prendre l'exacte mesure de l'importance qu'il y a 3 intro-
(7) AmbcLMade. du :.J.S.A. : "Le. point .6lL!l.tU ai1Xiupa.tiovw /~a~OrU1c.,';:..J?c.J.,n
VOC.wne.11.:t d' In601r.ma.tioM Ec.onomùiJ..C--j, p. 2.
I/U~I-'
(~(; 6· \\
'
~ : +
2 1 l
(2) J. 1'1 l, l ,1 / 1 l,OP. L.-V\\.. • 1 P. :; 1 () •
(3) V.
L. - LABARTHE : "Anai.lj.6 e. ma néta..Ule." 1 Vu.n.od, BO!ldw:,) Pcv...0:, 79t 0,
p. 749.
(4) R..E. LUCAS: - (:972) :' "Expe.cA:a.:t<.oYl..6 and .t:te. nw:tJta1.J..;tlj aL mOI1e.~/',
JcU!lnai. 0& Ee.onomie. Theo!lY, n~ 4,
pp. 703-724 . .
-
(i975)
"An e.qu.J.l....<-bJU.um mode.! 06 the. bt.:.-6/..I1e.M e.UcJ!.e."
J OU!lY'ca..t on po.u:t.i.e.aJ.. Ee.oJ1omy, vol. 83, ~~ 6
pp. 7113-7744.
- (7976)
"Ee.0J10r;lc.t!'~e. poue.y c.va1.ua.tiOf: ; Q. c;JJ-'-zOli.C."
,{.vi. .the. P~LU;'pJ.J
C.llfcVC'..
and laGoit nic.J:.f~e.tJ
e.d.d. blj K. BRUNNER Q.i1d A. MELTZ ë::<. ,
Am.6:tVtdam - Ne.w-YO!lh - OX6Md, jJ. 79-46.
- 4 -
Guire au coeur de la théorie économique, la capiiciî::é des i1gents à utili-
ser certaines grandeurs ct, par là,contribuer ;) ~açonner celles-ci" (1).
Autrement dit, une variahle anticip~e est fonction, non seulem2nt, de
ses propres valeurs retardées, mais aUSSl de la ~révision des valeurs
futures qui les influencent. Ainsi, les fondements tJléoriques des anti-
cipations rationnelles sc résument en trois points (2)
:
- Les agents économiques, soumis à 1 'hypoth~se de rationalité
réogiront de mani~re prévisible aux modifications des conditions écono-
miques et ne commettront pas d'erreur systématique dans les ;)nticipa-
tions.
- La précision des anticipations des agents économiques d~pend
de leur niveau d'information.
- L'exp~rience croissante des mécanismes macroéconomiques permet
8UX
agents ~conomiques d'anticiper les résultats des politiques économi-
ques afin de détourner les effets et rester alnSl sur des positions
favorables.
On comprend donc -ct nous abordons là le second volet de cette
étude- les ralsons pour lesquelles les travaux de I.UCAS, SARGENT et
WALLACE et BARRO (3) " ... ont mis l'accent sur la différence entre la
(Ii Claude. MENARD: "La noUe de<:> .tul-<'pCh " , Ec.anoi/tie. Appuqu.é.c., 7983,
Mc.hvi.vCh de. .t'1.S.f.LE.A., .tome. 36, n~ 7, p. 7.
(2) Cn. - M.N.
BArLY: "Le. modèle. dc--~ a.11ÛUpa.-U0V/...6 tW.Û(;i1I1Û~~e<:>
: ptLé!.-
.6e.n:tauon (',f al,a.tII.'Je. CJ'~qU(i.",
P/tob)~(i,mrz..,.'J Ec.ono-
m-<'que.-6 i1~ 1376 du 23 mev-v~ 7983, p. 79.
- V. LA1DLER : "La c.ouJtbe. de. P:UV~p.6 (W9nJ<?'J1:té.e. du, an:t-<..c.-<'paÛor1.6
ha..;t;;.onnc.UCh " , P.E. T1~ 7742, 19SÎ, p. 21.
(3) Cn. - LUCAS
(7972) e..t (7975), op. c.-u:..
SARGENT and WALUCE : Il Ra.t{,ona..C. expe.c..ta.tiOV/...6, ,the. opwnaJ
mO)1e..tMIj ,{,rv~.t!Lume.n-tJ.> and .:t.:he. op,"t,.ùnal
- 5 -
cro~ssance an~icipéc ct la croissance non anticipée de lu maSS2 ~c~étai-
~2 en faisant valoir que si la croissance non anticipée a une in€lue~c2
sur la production ... " (1) et le chSmage, les variations p~évues n'affec-
tent que les prix. En d'autres termes, "la politique monétaire active
est inefficace parce que l'activité économique ne réagit qu'aux varia-
ti.ons imprévues de l'offre de monnaie ... " (2)
.
Ainsi, "la reconnaissance dans les années récentes Que ]es anti-
cipations sont extrêmement importantes à la prise de décision écono~ique
a conduit a une révolution majeure dans l'analyse ~acroéconomique" (3) :
~es
nouveaux économistes classiques ont plutôt renouvelé la concer~ion
traditionnelle de la politique monétaire.
En eEfet, si les écoles cie pensée keynesienne et ~onétariste di f -
fèrent " ... quant à l'importance de l'influence exercée par la c~éation
monétaire sur l'activité économique, aux délais dans les~uels elle se
fait sentir et aux m6canismes de transmissions qu'elle implique,
... nul
ne conteste l'existence de cette influence, ni le sens clans lequel elle
agit" (4)
• En d'autres termes, si les keynesiens
fondent leur concep-
mOrtc.tj -!llLpp.f.1j Jr.l.Ûe.", JOWLnaJ of ro/~
c.al Ec.onomy, vol. 83, ap1uf 1975,
pp. 241-254.
- R.J. BARf<O
"Unal1Ûe.-(.pa;tc.d moneu, ou.tpû...:t and ;the P!UC.\\!. .?evû
-<-n .:the U.S.A.", JouJtncU 06 Pot-U'..-Zc.al Ec.o!1c1?uJ,
voL 86, aug(lé.:t 7975, pp. 549-580.
(f) ;.1<.. fl.'::'TUS
"S.:tab.J..waüol1 monl'.:tabte avec. Ol~ ,~aY!-!l c.JLéc'<-<.bd/:.-té. gou.-
v..'/Li'2ementale." daJ1,o CahJ..u,-,~ de f.'I.S.i,(.E.A., S0uc. Ho.
Vl~ ::, .:t. XVI i1~ 4,5, 198'2, p. 428.
(2)
D. VI;I:;:~/
"LC-j al1Üupa.,ÜoM lta,Uonl1e..f1e.o. Pou/Lqu.oi fu;:J~6~lv't fc.6
cU..."icfende.o ? " daM -fe ~joVlde du maJtd-t 22 maJU ; 9S3,
p. 27
(3)
F.S. idSHKHJ
"A lta.,Üonal c.xpe.c.;taÜoY!-!l appltoac.h .:to rnaCJtoeCOi1Ome-
;tJU..L6",
N.B.E.R., :the U,uvCJL6-0-:Y oll Ch-<-c.ago PILCM,
19S3, p.
7.
l <!) Banque de F?ANCE ; Il La Banque de FRA,I'vCE et fa mOVLYla-te.", 32me. ŒdJ..;v~Oi1
6ev. 19 S3, p. 63.
- 6 -
tion et leurs objectifs sur "les possibilit~s de rcigulation~d~_cyçlt~
~conomique, sur le fait que la monna~e -et donc l'inflation- n'est pas
neutre, les monétaristes soutiennent que cette absence de nCüt~ali~é ne vaUL
que dans le court terme" (1)
Avec les anticipations rationnelles, cet-
te neutrali~é vaut ~galement à court terme. Ce défi des nouveaux écono-
mistes classiques marque une rupture théorique et politique très profon-
de et reprciscntc aut~nt une alternative au monétarisme traditionnel qu'à
la macrocico~omie keynesienne.
En somme, il s'agit d'analyser l'impact des anticipations ~ation-
nelles de liinflation ou de la masse monétaire su~ les taux d'intérêt
et, de là, en examiner les cons~quences vis-à-vis de l'efficacité cie ~a
politique mon~taire.
Mais nous ne saur~ons m~eux apprécier cette étude sans évoquer la
conception t~aditionnelle des anticipations: c'est le thèm2 de notre
premier chapit=e intitulé "taux d'int~rat et comportement d'anticipa-'
tions autorcgressives" (2)
. Il repose sur l'explication du paradoxe de
GIESON, c'est-à-dire l'existence d'une liaison positive entre le niveau
généLal des prix ct le niveau des taux d'intérêt. Pour FIShER, il s'ex-
plique par un'cffet d'anticipation des prix des agents économiques dans
le cadre d'une prévision parfaite. Cette approche est très controversée
tant sur les plans emp~r~que et statistique que sur le mécanisme fishé-
rien lui-mêlile
le retard d'ajustement de l'inflation antic~pée à l'in-
(il J.-P. GOURLAOUEN
"TalLX d
e.t an,;C.,(c.L.?~o YI1l
de.!.J .\\':c-s..ts cie.
' ùltiVr.U
l' hupothè..o e. de. nw.vuû.,{,.t'Œ de l' bl6.e.aL-~on CUlX.Ù:A.-
pée."
(2)
POU/(. UYL;z. .6yrlthè.6e. de. c.e.fte. app/LOche. vo-Ut R,(chaJtd ROLL: /;::1lVl'2/.-t
ILa..te.!.J
0 n. mo i1UcJtij eUJ.6 e.t.o and the. commocLUy GIUC.e. ,(nde.x. cJiang e.!.J If ,
]OuAiéCÜ. .::.:6
F,(naVlc.e., vol. 27, may 7972, pp. 257-277.
- 7 -
f:atioc observée est relativement court chez les successeur6 ~2 ~ISBER
e~ l:effe~-prix n'est que l'un des effets conjugués de lrin~luence de la
wasse monétaire sur les taux d'intérêt nominaux (1)
Le deuxièffi2 chapitre est consacré ~ la définition app~o::cnàie et
G2taillée de la no:ion d'anticipations rationnelles et aux ~ecj:niques
G'évaluation de la variable anticipée. Il est bien sûr limité, pour les
besoins de cette étude, aux taux d'inflation et de croissance moné.taire.
Fondé sur les hypoth~ses de rationalité et d'équilibre permanent
des marchés, avec flexibilité des prix, le troisième chapitre expose les
wodèles et résultats empiriques sur la corrélation entre les taux à'in-
térêt et la composante non anticipée du taux d'inflation ou de la pol.i-
tiqüe monétaire. Il propose également égaleffieR~ les modèles e~ résultats
empiriques sur la constance du taux d'intér~t réel, de m&me que ceux
concernant la structure par terme des taux d'intérêt nominaux ~es grands
auteurs (2) ayant apporté une grande contribution dans ce oomaine.
Avec le quatrième chapitre nous aborderons le déoa~ sur l:effica-
cité de la politique économique de la nouvelle école classi~uc.
Nos travaux empiriques personnels, couvrant la période 1960-1983,
commenceront au cinquième chapitre et se rappor~cnt à l'éco~omie fral'-
çaise. Il s'agira Ge tester la relation de FISHER et sa généralisation
(7) J. -Co HARVOUIN a .'OJtopo~é. i.e. modèle. (OICKSELL-KEYNES quJ. PCJJ..:t (,oi1won-
r.C/(. e.n ..e.'ab~e.nc.e. de. i.'e.n6u-FISHER. C6. P'c./r.;U,.c..fe. de
J!.' auXe.wz. .6uJL i.e. "R2.c.xan)e.11 du.. pa/ta.doxe. de. GI13S0N ... ",
op. w.
(2) Cn. - i. SARGENT : "Rational. e.xpe.c..:tatiOY/..6 and :the -tVun ~:U~u..CtL;j~2. o.~
-<'nteAe..6.t !'~a:tc.,.~", JoUlL.na.t 0& !dorl2.~J, C!L2.cLU G.y,a
Banf~ng, 6e.b. 7972, pp. 74-97.
- K. SHI LLER
"Ration.cû.
e.XpC.C..taA:.LoM and the: d!j!)lo.Jn~Lc. ,;;;t;LllC.;::L~-
ILe 06 maC/Loe.coI10t7U.C mode.ù" : a CJi.i..J:J..cw..~ ILCV-<'C..l'J,
JOUlL.noJ'.. 0 n Mo); e.ta/l.lj Ec.o nOtn..{co, jan. ; 97 S,
pp. 7-44.
- 8 -
lorsque sont intégrées les anticipations rationnelles.
Au préalable nous construirons des séries de taux d'in~lation et
dé croissance monétaire répondant aux critères de rationalité. En effet,
toute valeur calculée d'une variable anticipée doit égaler :lespérance
mathématique conditionnelle à l'information disponible. Cette information
comprend non seulement, les valeurs passées de la variable anticipée,
mais aussi toute information nouvelle la concernant. Autrement dit,toute
prévision d'une période donnée devient une information nouvelle pour la
suivante. La qualité de telles séries est appréciée par ~n test d'absen-
ce de biais.
Le cinquième chapitre analysera ensuite l'hypothèse de constance
du taux d'intérêt réel attendu, communément appcl.ée test de FA:<1\\ (i)
.
Il s'agit de répondre à la question de savoir si le taux d'intérêt nomi-
nûl en FRJ;.J.~CE est le meilleur "prédicteur" du taux d'infléitio:1 : le; taux
d'inflation et le taux d'intérêt réel sont-ils indépendants? Au cas
échéant, ::ous proposerons un modèle où le taux ô1intérêt réel èé~cnd du
Nous aborderons enfin dans le cinquième chapitre notre t2S~ per-
sonnel sur la structure par terme des taux d'intérêt. Il est l:~iité aux
déterminants du taux d'intérêt de longue période, en ce sens qu'il
- F. MOVIG LIANI and R. J. SHIL LER
"I nM-a..t{.on, ~OJ1a1 e.x.pe.c.:ta-
tiOM and :the. :tV./!i /:,:t/~u..c.:tuJi..e.
06 ,cnteJte..6:t Jta.:tU.l", Ec.ovwmic.a
40,
&e.b. 1973, pp. 72-43.
- F.S. MISHl<IN : "A Jta..t{.onal. e.xpe.c.:ta.tioY'..s appJtoac.f1. ;~c macJWe.c.o-
nome;.t;UC/.)", op. c.J.:t., pp. 76- 96 .
(7) Eugène. F. FAMA : "shoJL.:t in-teJte..6:t !La.:tu M
pJte.d-<-c.to/v:' c6 ,:.:1 Mation" ,
AmeJt-<..c.an Ec.OYlom-i.c. Rc..viw, ju.ne. 1975, vol: 65, n~ 3,
pp. 269-282
- 9 -
déper.d de :a somme pondérée des taux Je l'argent au jour :e jcur et des
taux d'inflation observés ou non anticipés en vigueur sur son échéance.
Dans le dernier chapitre, il conviendra de définir et évaluer au
préalable la politique monétaire françnise qui est fonàée sur une écono-
mle de crédit où l'Etat joue un rôle important. ?&rtant de là, r.ous
~pprécierons la règle d'inefficacité de la politique monétaire systémati-
que. L'hypothèse essentielle à tester est que l'activité économique réel-
le, représentée par le taux de crOIssance du P.I.TI. réel et le taux cie
chômage, ne deviera de sa trajectoire qu'en de variation non ~nticipée de
la masse monétaire. Autrement dit, toute politique économique systémati-
que est vouée à l'échec: c'est là l'hypothèse (~ neutralité èe la nou-
velle école classique.
En définitive cette étude intitulée "ANTICIPATIONS RATIONNELLES,
TAUX D'INTERET ET EFFICACITE DE LA POLITIQUE MONETAIRE"
comprend six cha-
pitres qUI peuvent être regroupés en deux parties :
- La première est théorique et expose quatre thèmes pr:~clvaux
Taux d'intérêt et comportement d'anticipations autoregrcssives.
Evaluation è'une variable d'anticipations rationnell~s.
Cons6quences des anticipations rationnelles sur la détermina-
tion àes taux d'intérêt.
Anticipations rationnelles et efficacité de la politique écono-
illIque.
A travers ces quatre chapitres, il s'agira cie montrer ~ue la spé-
cification des antici?ations autoregressives nécessite un cO~lplément
dlinfor~ations liées à la valeur future de la variable cndog~nc pour
- 10 -
répondre aux critères de rationalité. Et si les anticipations sont ration-
nelles, seule. leur fraction imprévisible peut affecter les taux d'intérêt
et par conséquent le cours réel de l'économie.
Nos résultats empiriques personnels sont regroupés et analysés
Jans les Geüx derniers chapitres à savoir :
Taux d'intérêt et comportement d'anticipations ra~~onnelles en
F~~~CE : 1960.1-1983.4.
Inefficacité de la politique monétaire dans le c&dre cie l'écono-
mle française.
Ils analysent empiriquement l'hypothèse de neutralité des anticipa-
tions complètes et optimales. Mieux encore, est-il possible d'appliquer à
liéconomie française, où l'Etat joue un rôle relativement important, la
th~se de neutralité de la politique monétaire anticipée ?
*******
CHA PIT R E l
-*-*-*-*-*-*-*-*-*
TAU X D ' l N TER E T
E T
C 0 M P 0 RTE MEN T
D'A N TIC l PAT ION S
A U TOR E GRE S S IVE S
*******
INTRODUCTION
Les théories explicatives sur l'évolution des taux d'intérêt s'ins-
crivent dans le cadre de l'explication du paradoxe de GIBSON, c'est-b-dire
l'existence d'une corrélation positive entre le niveau général des prix et
le n~veau des taux d'intérêt.
En fait c'est l'explication l~ plus rigoureuse du pnrndoxe. Elle
repose sur l'examen des relations qui s'établissent entre taux d'intérêt
nominal, taux d'intérêt réel et taux d'inflation. Cette analyse
fut con-
ciuite dans l'optique d'un modèle déterministe, c' est-à-'dire rctcnD.nt cOIT.:T.e
hypothèses la prévision parfaite et l'absence d'illusion monétaire (1)
Le second type d'analyse du paradoxe retient la masse mo~étD.ire
com:nc vorÏ<:ble explicative: c'est une interaction des cffcts prix;::~::,
liquidit6 et revenu sur les taux d'intérêt nominaux.
Nous étudierons donc successivement
L'approche fondamentale sur la liaison entre taux d'intérêt et
taux d'inflation.
Les applications du modèle de FISHER
nouveaux résultats et con-
troverses.
Généralisation du mod~le de FISHER
corrélation c~tr2 taux à'in-
térêt et masse monétaire.
Résultats
empiriques personnels sur la FRANCE
1960.1-1979.4.
( J)
C ;~w':'.{o Yt moné.;t.cviAe ~uppo~ e que -f.~ ag ent.o éc.onom.équ~ ;:J!l.i:ilni:nt du
déc..U.,éoiv'!' en .6e 60ndant WJL -f.C-..:, va..feLVc.6 nOnl.Ù1a1.e..o dei> gJtandc.wvJ éC.Oi10-
nl.équu. En d'aLL:t/Lu tvune..o, i l lj a W.11..6'<'on moné.:tcU.!1.e Ro/:.squ.e .eu
nonfuoiv':' de demande exc.é.denta...uLe de b.{eM, de Wltu .. c;e ji:Oi~lla...<.e e.t
de ~e/,-v.{c.e.6 plLoduc.ti6-6 .60r.,t détuun.i.néA pM .te.6 va1.eu.JL6 1101:1ZI1a1e.6 de.6
vOJu.a.b-f.e..o et no Yl 1!..e.6 va1.eWL6 ILéc..Ue.6.
-
13 -
SEC T ION
l
L'APPROCHE FONDAHENTALE
SUR LA LIAISON ENTRE
TAUX D'INTERET ET TAUX D'INFLATION
***
"Le premier traitement rigoureux de la relation entre les prlX et
les taux d'intérêt est dû à Irving FISHER. Son analyse constitue l'expli-
cation la plus célèbre du paradoxe et elle a été à l'origine de la plupart
des travaux ultérieurs sur ce problème ... " (1)
. Clest pourquoi nous expo-
serons d'abord les relations du mod~le de FISHER, puis les résultats empl-
rlqües qu'il a obte~us.
SOUS-SECTION l - LE MODELE DE FISHER
Dans le but d'expliquer les fondements du modèle sur la liaison
entre taux d'intérêt et taux d'infl~tion, nous sommes amenés à parler, 0ans
un premle~ paragraphe, de la genèse de l'équation de FISHER. Ce ~odèle rut
perfectionné avec l'introduction des retards échelonnés dans L~ ~esurc de
l'inflation anticipée
ce sera le thème du second paragraphe.
?AFJ\\GR.A.PHE l
-
LA GE;\\,ESE DU MODELE DE FISHER
Le taux cilintérêt est le résultJ.t d'e l'arbi1:rage consommation-épargï.c
(i) J.-C. HÂRVOUIN
"Un. Jtée.xame.n. du pMadoxe. de. GY BSON . .. ": op. e..-.é-t. 1
p. 440.
- 14 -
des agents économiques; Il est donc " .... l e pourcentage de p~i~c sur les
biens présents par rapport à des biens à venir de même espèce" (i)
.
Supposons que r représente ce taux d'intérêt (2)
• En l'absence
cl' inflation,
franc ~pargné aujourd'hui rapportera
r francs = r FF et
fera donc (1 + r) FF en capital un an plus tard. Puisqu'il y a a % d'infla-
tion, si (pz) FF achètent Z unités de biens aujourd'hui,
(p Z) Fr achète-
ront toujours Z produits l'année prochaine. Dans cet univers sans inflation,
celui qui ?rête
un capital de 1 FF à un taux d'i~~ér~t de r % sera en
mesure de dépenser
(1 + r) FF l'année suivante. Ce taux'd'intérêt G~l est
le prix du renoncement à ln liquidité
doit ~tre positif pour inciter les
agents économiques ~ épargner.
Supposons maintenant qu'il y a un taux positif d'inf~ation e~ que
de
les prix augmenteront l'année prochaine 6 P : le r.iveau des prix sera alors
de (p + 6 p)
. Ce gué P achète à l'instant t, sera acheté par'(p + 6 P)'en
t
+ 1. Or,celui qui prête son argent
et qui a besoin d'un taux d'intérêt
réel de r % ,comme le prix du renoncement à .la liquidité,.exigera un pou-
vOlr d'achat supplémentaire de r % sur chaque franc en t + 1 : s'il peut se
procurer Z unités de biens aujourd'hui, il veut pouvoir acquérir en t + 1
Z (1 + r) en ~'absence d'inflation, c'est-à-dire qu'il veût être cn mesure
ëQ dépenser? Z (1 + r) francs. En d'autres termes, qu'il y ait inflation
cu non, l'individu veut être cn mesure d'acheter Z biens l'année suivante.
Au cas écnéant, il refuse de prêter son argent et le dépense aujourd!hui.
(J)
- I. FISHER, 1930, op. U:t., p. 35.
Ce. poJtaghaphe. .6'iYl.6pbte. égalc.me.n-t d'Lut "woJLi~papeJltl de. I(odjo EVLO/
é-tuCü.a.n.t e.11 "Mol'll1ue. e;t FiYla.I1c.C--j, Ec.on.omie. Tn.tCJtna.:t.<..ol:a-te. c.,t Financ.e-.6
PubUqu<u.>", c.ancüda;t au Ph. V à la BOSTON wn VERS TTI daï",,::' le l.iASS. .
- 15 -
En cas ê'inflation, pour pouvoir acheter les Z (1 ~. r) biens qu'il
réclame, il doit dépenser (p + 6 ~ Z (1 + r) . En supposant qu;il ait pu
pr~ter les (P Z) francs en t, en t + 1 il réalise u~ intérêt l soit ;
l
(P + 6 P)
Z (1
+ r) - P Z
( 1.1)
En divisant l par (p Z), on obtient le taux d'intérêt nominal RN :
t
l
t.
P
!;
p
RN~
-
__- = r + - - - + r - - -
r
+ P* + r
p*
(1 .2)
p Z
p
L.
P
t
t
t
t
où P* mesure le taux d'inflation à l'instant t.
t
En fait, l'équation de FISHER est une approximatio~ : r et p* étant
très petits, leur produit tend vers zéro ct l'auteur réduit l'équation 1n1-
riale à ;
RN
+ P,'c
r
t
( 1 .3)
Notons que FISHER parlait de taux d'inflation anticipée
cela
revien~ à cha~ger P~ par p~ .
Ainsi à chaque instant, le taux d'intérêt nominal est égal à la som-
me du taux d'intérêt réel et du taux d'inflation anticipé~. Il serait
~écessaire de savoir dans le paragr3j)hc suivant, comment li<.utcur mesure le
tcux d'in~lation anticipée.
-
16 -
Pi,RAGR.APHZ II - L'INTRODUCTION DES RETARDS ECHELONNES DANS LA ~;;~S'Ji\\E
DE L'INFLATION ANTICIPEE
Pa~ souc~ de ?erfection, FISHER a proposé
exprimant la variable d'anticipation des prix. Cei~2-ci notée F~ dé/end des
...
variations courantes et passées de l'inflation, soit:
n
L:
w.
(1 .4)
:;.
~ = 0
où P*. mesure le taux d'inflation, avec'i = 0,1,
... Il,
t-~
2 (n-i)
w.
mesure le coefficient de 2~croissance arithméti-
~
n (n-n
que avec l = 0, 1, ... n.
L'expression
de w. sugg~re que plus on recule dacs le temps, plus
~
la co~rél~~ion e~tre P* i ct P* est faible. Dans ce cas, saui e~ cas d'in-
t-
t
flat~o~, le taux d'intérêt réel ne peut être observé qu'b travers le taux
dlintérêt no~inal, déduction faite du taux d'inflation an~icipée.
Mais d'ores et déjà, nous pouvons admettre que" ... le taux nominal
est, à chaque période égal à la somme du taux d 1 intérêt réel ct
d'un terme qui reflète les variations anticipées du niveau·.. des prix" (1) .
~Q~~:~~ÇI!Q~_!! - LES RESULTATS EMPIRIQUES DE IRVING FISHER
L'analyse empirique de FISHER s'était déroulée en deux étapes:
- La première était fondée sur l'hypothèse selon laquelle le taux
d 1 intérêt nominal est déterminé par le taux de variation observé des pr:;.x
(7) J.-C. i-!ARDOUIN, 1980, op. u.:t., p. 441.
- 17 -
c~ le taux j'intérêt réel.
- La seconde étape consistait en l'introduction des retards échelon-
~és dans le processus de détermination du taux d'intérêt nominal.
PARAGRAPHE l - TAUX D'INTERET ET VARIATION OBSERVEE DES PRIX
Utilisant le rendement des "consolidés britanniques" peur la GRANDE
BhETAGNE et celui des obligations pour les U.S.A., et l'indice des prix de
gros pour le calcul du taux de variation des prix et, "partant de l'idée
que le taux d'intérêt nominal compensait les variations de prix, il pensa
tout d'abord que le taux de variation de prix était l'une des composantes
d~ taux d'intérêt nominal, l'autre étant le taux d'intérêt réel ... " (1);
il aboutit aux coefficients de corrélation entre le taux de variation des
, l e
' 1 d l "
é ~
-
-
d
-'C.
-0-
pr~x eE taux ~om~na
e
~ntret resumcs
ans lo~taoie~u7n- 1.
TABLEAU N.2 1
Coefficients de corrélation obtenus
avec des séries annuelles
.. r
+ p*
t
t
PAYS
PERIODES
VARIABLES
R
f
1&20-1864
p* et RN
- 0,459
1
t
t
1
G.B
1898-1924
p* et RN
o r: r, ')
1
t
t+4
,VL..J
1898-1924
p* et RN
C,67S
t+6
1
t
U.S.A
1
1900-1927
p* et Ri\\'
- 8,239
t
~
'-
1
1900-1927
P~ et R>:
0,406
t+4
1
'-
1
source: FISHER, 1930, ï'i"J. i;'13-4
( Î)
J. - J. DURAND : "La dynamique d~ .taux d' il'l,tVLU: à :,UtiJ.,l{;t,:"':;<YJ:"Q. • •• " ,
.th~e d'E~t, p~ X NanterJle, 7977, p. 152.
-
18 -
A propos de ces résultats l'auteur reconnait Il ••• qu:i: n;existe
guère ou pas de connexion apparente entre les variations de prix et les
taux d'intérêt dans n'importe quelle période considérée, nl en G.B., ni
aux U.S.A. sauf pour la période 1898-1924 dans le premier pays désigné ...
" (1)
Ces résultats étant en contradiction avec les hypoth~ses initiales
ont conduit l'auteur à considérer
p* , c'est-à-dire l'influence distribuée
t
dans le tewps des variations de prix, d'où le concept de "(;ist:o:'ibuted lags"
inventé par l'auteur.
PùRAGRAPHE II - TAUX D'INTERET ET RETARDS ECHELON,ŒS DES VARIATIONS DE PRIX
Il s'agit de mesurer le retard qu'accuse le taux d'intérêt nominal
pour s'ajuster aux variations de prix. Pour ce faire, FISHER su?pose une
une durée de temps allant jusqu'à 30 ans: c'est la période durant laquelle
les divers p* sont supposés influencer le taux d'intérêt nominal; d'autre
part les coefficients de pondération suivent une progression ari~hraétique.
L'équation estimée est la suivante:
n
~
w. p* . + r
(1 .5)
l
t-l
t
l
0
où RN
est le taux d'intérêt nominal en t
t
'
p* . est
le taux d'inflation pour l = 0, 1, ... n ,
t-l
w.
le coefficient de pondération.
l
li) I. FISHER, 1930, op. W., p. 413.
-
19 -
L:auteur a u~ilisé pour les U.S.A., de 1890 à 1914 et ëe 1915 2 1927,
des données trimestrielles du taux d'intérêt à court terme et des prlX de
gros. Pour le même pays de 1900 à 1927 et la C.B. de 1820 à 1924 ce sont
des données annuelles du taux d'intérêt à long terme et ces prlx de gros.
Le rendement des "consolidés britanniques" et celui du "prime corrunercial
paper" ont serVl respectivement de taux d'intérêt pour la G.I3. et les U.S.A.
Les résultats obtenus sont résumés dans le second tableau statistique
Cjui. suit :
TABLEAU NE. 2
Coe:ficients de corrélation
obtenus avec
les retards échelonnés
RN
=:
r
+ p*
t
t
t
PAYS
1
PERIODES
RETARD HOYEN
R
1
1820-1864
20 ans
0,430
C.B.
1865-1897
24 ans
D,SaD
1898-1924
28 ans
0,980
1900-1927
20 ans
0,857
U.S.A.
1890-1914
7 ans 6 mois
0,410
1925-1927
30 ans
0,738
1
1
1
source : FISHE~., 1930, pp. 419 ct
423, graphiaues 46, 47
et 51.
Avec la variable de retards échelonnés
p~, on remarCl"Je Il ••• que
L
les variations de prix n'épuisent pas leur effet en une seule a:.néc, mais
font sentir leur influence avec une intensité décroissante sur de longues
périodes dont la durée change avec les conditions ; on trouve une connexion
-
20 -
très significative, particulièrement au cours de la période qui comprend la
guerre mo~diale alors que les pr~x étaient sujets à de violentes fluc~ua-
tions" (1)
.
On remarque un retard d'ajustement lent des taux d'intérêt aux '.~
variations de prix. c'est ce qui explique le parallélisme apparent des mou-
vements de prix et des taux d'intérêt nom~naux.
Le caractère élevé des coefficients de corrélation obtenus avec la
méthode
des retards échelonnés indique que les résultats sont conformes ~
la théorie, surtout durant la période où les fluctuations sont assez mar-
"Cependant, l'ajustement des taux d'intérêt nom~naux aux variations
de prix n'est pas total: d'une part la prévision des opérateurs économiques
est imparfaite et le processus d'adaptation est très lent" (2)
.
Les variations du pouvoir d'achat de mon~a~e qui tendent à affecter
le taux d'intérêt nominal et le taux d'intérêt réel dans le sens contraire
expliquent ce fait.
En conclusion, nous pouvons dire que la théorie du taux d'intérêt
postulée par FISHER, permet de dissocier les deux types de facteurs dé ter-
Qinant les taux d'intérêt nomin<.iux : le facteur de "time preference" et les
facteurs ~urement monétaires. Cette procédure et l'introduction des rctarès
échelonnés constituent un apport précieux pour la théorie de l'intérêt et
la science économique tout entière.
[Î)
1. FISHER, 1930, op. c.d.., p. 419.
( 2) J. - J. DURAND, 1977, 0 P• c.d.., p. 15S•
-
21 -
SEC T ION
TI
LES APPLICATIONS DU MODELE
DE FISHER : 1
NOUVEAUX RESULTATS ET CONTROVERSES
Des économistes comme YOHE et KARNOSKY et ~·LE. GIBSON (1) ont étudié
à la suite de FISHER l'évolution des taux d'intérêt comme déterminée par
les anticipations de prix. En fait, ces études ne diffèrent, de celle de
FISHER, que par les techniques économétriques plus élaborées utilisées dans
la spécification des phénomènes d'anticipation
de l'inflation et l'utili-
sation des séries par sondage de prix.
SOUS-SECTION l - TAUX D'INTERET ET VARIATION DU NIVEAU OESERVE DES PRIX
L'ANALYSE DE 'YDHE ET KARNOSKY
Selon les auteurs la théorie de FISHER se résume en quatre relations
- Les taux d'intérêt tendent à être élevés quand les prlX augmentent
et bas ~Gand ils baissent.
- C'est le retard d'ajustement des mouvements de taux d'intér&t aux
variations du niveau des prix qui ln.1:'que~ la relation er:tre eux.
- ~l Y a u~c étroite corrélation entre les taux d'intérêt et la
moyenne por:dérée des variations passées de prix, reflétant des effets éche-
lonu2s 2ans 12 temps.
(7) C6. - YOHE and KARNOSKY
"ln;telu!.~.t Jr.atu ai1d ptUcc. .tc.vc1. change.!., 1952-
7969", Fede.Jta.l R~eJt.ve. Bc..rcÎ2. 0;) So...<..rtt-Lou"W,
dec. 1969, pp. H-36.
- 22 -
- Les taux d'intérêt élevés ou bas correspo~dent à des n~veaux de
?~~x élevés ou faibles.
FISHER attribuait les causes des deuxième ct troisième reiatiG~s à
une prévision imparfaite des prix futurs et à la tendance résulta~t de
l'extrapolation des prix passés dans le futur: ceci dans le but d'ajuster
les taux d'intérêt aux variations anticipées des prix. YOH~ et KARNOSKTont
réanalysé ces relations par la mcthode libre de toute contrainte et celle
de décroissance géométrique des coefficients de pondération.
?APu'\\GRAT'H2 l
- L' ESTIMATION PAR LA HETBODE LIBRE L;~, TOUTE COIGRXI:NTE
Après avo~r exposé les hypothèses et résultats empiriq~cs du modèle
estimé nous aborderons l'interprétation que les auteurs en do~~c~t.
1 - Les hypothèses et résultats emp~r~ques du modèle estimé
L'équation estimée avec des séries mensuelles de janvier 1952 ~
septembre 1969 est
RN
a
t
o + al P*t + a 2 P*t-l + 3 3 P*t-2 + '"
+ a
p*
(1.6)
n+l
t-n
où RN
mesure le taux d'intérêt nominal,
t
a.
, avec i
0, 1, ... n, un coefficient de ponciér~tion,
~
P* le taux de variation observé des prix.
t
La technique d'estimation utilisée est celle des moindres carrés
or~i~aires. Le taux d'intérêt nominal est ninsi regressé sur les valeurs
- (J.E. GIBSON
"InteJl.eAt. ltat.e6 and inMal.-tonaltfj e.xpe.c.:t.a.tiOJ1..6 : neUJ
e.vide.nc.e.", ]Ou.Jt11oJ:. 0 6 Po.f~c.aJ EC.OI10r:-I~fl vof. 78,
may-june 1970, pp. 431-455.
- 23 -
courantes et retardées des variations de prix pour n = 24, 36 t~t 48 : ce
,,
qUl
permet d'obtenir les coefficients .:l.
Ci =
... n) SUL' lesquels ne pèse
l
aucune contrainte. Les résultats obtenus sont retracés par le graphique
Résumé des résultats de regression
par la méthode des moindres carrés ordinaires
c.t>"it. Co, ~·\\b
~.
5um::: 5...12.
2~ lags
Con.lonl::: 3.421
roI
~l::: 0.498
f-\\....J
Sum =7.603
;\\
.
Con.lon'::: 2.542
: '--~/"\\. " ..........
Po': J91
r- d, :J
,~/
1
1
in
36 lags
Sum: 6.602
Sum =b.91..t
Con.tonl:
Con.lon':::
3.1~3
rn l
2.3.'0
rnS
il': 0.527
R'::: .t.20
t.-:'"
t-~l.
t.·4~
_ _ _LI
l..-_ _-l..._ _ .._J
-'-
-'- _ _..........
1...
1
1...[_ _~ ~_ _...ll_ ____.l
source
YOHE et KARNOSKY, 19n9, op. cit.
p. 23.
2 - Interprétation des résultats
Les résultats sont identiques à ceux de FISHER, c;est-~-dire Que
( 1)
-6
PalL /Lappo/Lt. èi. l'1.oVte. dénomina;t.ion de...o ..taux d '.z1yCéltU
/U1
.:::
RJ\\J, .Pe.
"plUme. c.ommVtc.;'a..e. papeA" de 4 à 6 moi.o 1 et /Ln' = RL
le "COOlLjJOILLUC?
bon.d6 U;'e1.d aaa" .
1
- 24 -
l'influence des taux d'inflation sur les taux d'int~rêt est d'autc~t plus
faible que les variations de prix sont éloignées dans le temps. Zn d'autres
termes, les coefficients de regressions calculés sont positifs ec décrois-
sent dans le temps.
Mais la pr~sence de quelques coefficients négatifs à la fin des
courbes peut être expliquée th~oriquement par une domination ~ventuelle
des effets extrapolatifs par les effets regressifs négatifs, c'est-~-dire,
les individus, après une augmentation des prix, peuvent s'attendre à un
mouvement en sens contraire et donc espérer que les prix chutent.
Le retard moyen d'ajustement, obtenu par la mfthode li~re de
toute contrainte, est de l'ordre d'un an : c'est le temps n~ccssaire pour
c;uc les variations de prix épuisent 50 % de leurs effets sur les taux
d'intérêt. Ce retard est très réduit par rapport à celui GC FIS:iER.
Pourquoi de si longs retards pour FISHER? Les aut2~r~, avec
Ilhypothèse de d8croissance exponentielle des coefficients de pü~déra~ion,
ont répondu à cette question: c'est ce dont parlera le prochain paragra-
phe.
PARAGRAPHE II - DECROISSA;'';;CE EXPONE~TIELLE DES COEFFICIEKTS DE PONDERATION
Nous nous proposons de préciser d'abord les relations du modèle
et d1expliquer ensuite les r~sultats empiriques obtenus par les auteurs.
1 - Les relations du modèle estim6:
La méthode de décroissance exponentielle ou g6om~trique des coef-
ficients de pondération diffère de 13 précédente par le fait que les coef-
~icients d~croisscnt de façon exponentielle dans le temps. Avec cette hypo-
th~se l'équation (1.6) devient
- 25 -
RN
b
E
e- Si p* . + C
(1. 7)
t
t-~
~ = 0
où fu~t mesure le taux d'intérêt nominal,
b et c sont des termes constants,
13 > 0 et par rapport à l'équation (1.6) des auteurs et celle de
-Bi
pSHER
a. = w. = e
~
~
Une tr~nsformation par la méthode de KOYCK (1) permet de réecrire
(1.7) en posant:
0>
-13
RN
L:
e
p*
+ c
t-i
t-1-i
i
0
soit
-s
RN
= e
RN;:_1 + b p* + c
( 1 .8)
t
t
B
En posant
e-
= À il vient
RN
À ~~
+ b p*
+ c
(1 .9)
'-
t-1
t
avec
0 <
À < 1
c'est cette dernière relation qui est entimée par les auteurs.
2 - Résultats empiriques obtenus et interprétation
YOHE et KARNOSKY ont estimé l'équation (1.9) &vec des données
américaines pour la période 1952-1969 : CG sont les mêmes séries que ce11cs
employées précédemment.
- 26 -
Les résultats obtenus sont les suivants
Pour le court terme,
RN
= 1 012 RN
+ 0,057 P* + 0,024
t
'
t-1
t
R = 0,990
- R2
= 0,02
Pour le long terme,
RL
= 1,007 RL _
+ 0,053 p~ - 0,020
t
t
1
R = 0,997
- R2
= 0,006
Il faut remarquer que les coefficients de décroissa~cc ehponen-
~ielle plus grand que l'unité sont clairement incompatibles avec llhypoth~sc
Les anticipations adaptatives (1) ,puisque dans de telles circonstances,
l'influence des variations passées de prix sur les taux d1intérêt ne décroît
pas avec le temps, mais par contre est en hausse : ce qui est en contradic-
tion avec la théorie de FISHER. Les auteurs pensent que " ... l'esti~ation
èe
À
est probablement biaisée en hausse ... " (2)
.
3 - Pourquoi de s~ longs retards pour FISHER ?
Les auteurs évoquent trois répo~ses à cette question
- Les retards d'ajustement des taux d'intérêt aux v3riations
de prix sont normalement courts. Les biais surgissent quand on agrpge les ~~~;~
sur des périodes d'observation trop longues: ce qui conduit à des suréva-
~teJtdam, NoJt-th HoUal1d.
;\\Jou.J., avo Y'..é éga1.e.me.11t c.o M uLteJt le. C.OuJl..f., d r éc.o YlomWUe. de. 1\\01.. ,,03I fLSKY,
c.n6 ugnant à .e. r UrUvUv!ldé de. RENNES I.
(7) Ce.fa .6UppC.6e. que. lM agen.U éc.onom,équeJ.l c.o fuL-Z.gel1t ..eeuJw e.ti./~e.wu., de. )Yté.-
v.uJ..OYl,
c. i Mt-à-CÜ!te. qu' -UJ.:, adaptent .eel.1JL,~ an:U.upat-toM à. .e 1 é.VOlU.ÛOi'1
'~éc.e:J1met;;t e.YlJteg-wt!lée. du. taux. d' ùt6fa.tion.
(2) W~am P. YOHE et Ven.w S. KARNOSKY,
7969, op. c.d., p. 2S.
-
27 -
luations de la longueur des retards.
- La forme des retards estimés chez FISHER est biaisée vers
la formation de retards plus longs.
- Des modifications institutionnelles ont eu lieu dans le
temps sur les marchés financiers et des biens, avec comme résultat des
effets plus importants de l'inflation sur les taux d'intérêt.
Les structures de retards avec décroissance exponentielle
des coefficients de pondération ne peuvent donc pas être appliaué~s aux
séries èe taux d'intérêt et d'inflation de la période étudiée. Que ce soit,
pour le ccurt ou long terme les retards moyens sont relativement pl~s longs
q~e ceux obtenus avec la méthode précédente.
En définitive, 'YOHE et N\\R~OSKY ont eu le mérite ~e montrer
que, contrairement aux études antérieures, les variations du niveau des prix
depuis 1952 ont évidemment causé un effet immédiat et substantiel s~r les
anticipations de prix et les taux d'intérêt nominaux. En plus, l'effet totrJl
oes anticipations de prix sur les taux d'intérêt et la vitesse à laçuelle
ces anticipations sont formées ont beaucoup augrner.~é.
SOUS-SECTION II - TAUX D'I~TERET NOHINAUX ET ANTICIPATIONS DE PRIX
PAR SONDAGE (1)
Il s'agit de voir si les anticipations par sondage expliquent ml eux
l'évolution des taux d'intérêt.
(i)
I.e. .o'agil. de. .oVUe..o d'op.<'/uo/'W publiée..o tOw5 .èu moù de. ju.J.1'l e.t de..
déc.e.mbJte. de c.haque. an né.e pM J. LI VI NGSTON davtJ.:. .te /1 Ph~j adcJ.p:lia
Bull. e..-~n/1 p:d...o .te /1 PfUi ade.e. phia. l nqtU/L c..Jt" 1 U•S•A• .
- 28 -
;,,\\:\\!\\GRAPEr: l - LES HYPOTHESES DU MODELE DE H. E. (,IBSON
L'analyse de GIBSON diffère des précédentes par la nature des sp.ries
utilisées. En effet, les études précédentes ont corre lé les taux d'intérêt
aux taux de variation passés des prix ; ces derniers ne représentent pas
réellement le phénomène étudié.
GIBSON a eu recours à des séries de prix obtenues par sondage (1) ;
Deux types d'anticipation de prix furent retenus par l'auteur
le prel11l el'
couvre une période de SlX mois et le second douze mOlS.
L'équation estimée est la suivante:
RN
r
+ a p.,~
t
t
t
où RN
est le taux d'intérêt nominal,
t
r
le taux d'intérêt réel,
t
p* le taux de variation anticipé des priX, obtenu par sondage.
t
Le coefficient
0 ~
a ~
représente la ?art de } 'aiustemen~ des
taux d'intérêt aux variations de prlX
alnsl
a = 1
est compatib~e avec
un ajustement parfait; s'il est nul, cela veut dire que les prix nrinfJ~e
pas sur les taux d'intérêt nominaux: dans ce cas;le taux nominal est égal
,
au taux d'intérêt réel; il y a ajustement imparf&it Sl
o < 2.. < 1 •
Par rapport à l'équation de FISHER, le deuxième terme À droite de
(î.10)
synthétiseft~ l'influence échelonnée dans le temps des variations de
priX
sur le taux nominal.
(j) Il f; 'agit du ~e/uu pM ~oYldage de J. LIVINGSTOi~. NOLL.6 Q.,1 Il~PlVJVr.oJî"J
dan,!J le. c.adJc.e du aY!Ûupa.;t.[o lM Jta.;Ü.o YlYle.e.J. u .
- 29-;-
Pi,RAGRAPHE 11 - LES RESULTATS EMPIRIQUES OBTENUS ET LEUR SH';NFICATION
Dans sa vérification empirique l'auteur a retenu cinq taux d'intérêt
de 3 mois à 10 ans d'échéance. Les résultats chiffrés pour 6 et 12 m01S
d'anticipations sont résumés dans le tableau n~ 3 :
TABLEAU N.2 3
R6sultats empiriques obtenus avec les anticipations par sondage
! ouree
des
. .
.
cl
6
A
.'.
.
d
1~ -i
~. Ant1c1pat10ns e
ntlc1pat10ns
eL_II
ant1c.
.
m01s
m01S
lib i Il s" "1-,- - - - + - - - - i - - - - t - - - - t - - - - - + - - - -
a
R2
1 - R2
.:1
R2
1 - R2
i
r
1
1
1
- t
3 mo 1 s
0, 66
0, 667
0, 333
1
0, 93
1 0 , 761
() , 239
1
_l,'
6 m01S
0,94
0,751
1°,249
1
1,09 !0,779
0,221
f
------/----+-----:----+----+1----1-----
9- 12 mo i s
0,91
0,767
0,233
1,06 i 0,794 1°,206
1
3-5 ans
0,61
0,666
1 0 ,334
1
0,90 1°,829
jO,171
10 ans etl' 0,45 [0,649 ,0,351 il 0,67 10,847 ! 0, 153
+
l
~
l
- - - _ - - : - - - - : . . . - - - ~-----,-,--:---':---::-,----:-=-=--::----
source
W.E. C,IBSON,
1972,
p. 856.
On remarque que les taux d'infl.:1tion anticipés sur des horizons de 5
ou 12 mois sont fortement correlés avec des titres d'au p:us 12 mOlS de
maturité. Mais cette corrélation s'aff.:1iblit avec les titres de plus 10n-
gue échéance. Les résultats sont compatibles avec l'hypothèse selon laquel-
le, le taux réel n'est pas affecté par les anticipations de 6 m01S. Cepen-
dant) pour les anticipations et les titres de même échéance, O~ ~cmarque un
ajustement p.:1rfait.
Par ailleurs, on constate que les anticipations d'un ilorizon donné
ont moins d'impact sur les rendements de titres d'échéance sup6rieure. Ainsi
- 30 -
le coefficient 'a~ d~croit sensiblement à partir des titres d'~ch~ance sup~-
r18Ure à 6 mOlS pour les anticipations de 6 mois, et pour celles de 12 mOlS
à partir des titres de plus de 12 mois.
D'une manière générale, GIBSO~ a confirmé les résultats de ~ISHER
sur la corrélation entre les taux d'intérêt et les taux d'inflation passés.
Il faut toutefois remarquer que les successeurs de FISHER ont ahouti
à une influence relativement rapide et forte de l'inflation sur les taux
d'intérêt; c'est le principal point de d~saccord entre les études r~centcs
et les conclusions du pionnier de la théorie de lfintér2t.
Mais les critiques de Frederick MACAULAY (1) ont remis en cause la
la théorie de l'intér2t dans son ensemhle : c'est le th~me de la dernière
sous-section.
~g~~=~~gI!Q~_!f! - L'fu~ALYSE CRITIQUE DE LA THEORIE DE L'INTE~ET PAR
FREDERICK HACAULAY
Les critiques F. MACAULAY se rc:sument en deux points essentiels: les
deux principales hypothèses de FISHER sont irréalistes et les corrélations
qu'il a obtenues sont nécessaires et fortuites.
PARAGRAPHE l - LES HYPOTHESES IRREALISTES
Il s'agit des hypothèses d'absence d'illusion monétaire et de con-
currence pure et parfaite.
(1) FltedeJr';'c.Î2. MACAULAY
"Some the.o/~c..-t-<'c.a1. ]Yr.ob.f.CJ71J.J .6ugge.6.te.d bU :trIe move.-
mc..nu 06 .(ntVLe.6t 1ta..:te.6, bond tjù.f Q-) and .6:toc.k
plLic.e..o.in
.:the!. U.S.A. ,s-z'J1c.e 1856", ,\\J.R.E.R.,
Ne.w-Yolt~, 1938, c.hap.:t.~ 7.
- 31 -
1 - Les agents économiques sont toujours sujets à l:il~usion moné-
taire. En effet, dans leur décision d'investir les opérateurs économiques
'1 ••• raisonnent et agissent presque toujours en termes monétaires plut6t
qu'en terIT.CS rée:s ... Il (1) , et ceux qui n'adoptent pas ce comportement
sont si rares qu'ils sont négligeables.
2 - L'hypothèse de concurrence pure et parfaite suppose une antici-
pation certaine de l'inflation par les agents économiques. Or, selon
~~CAULAY, il est difficile pour les individus de prévoir avec exactitude
l'évolution Ges prix.
En définitive, si prouver l'existence de l'anticipation es~ souvent
très difficile, mesurer leur influence devient pratiquemeni:: i:nj)ossible.
P.~~~GRAPHE II - REMISE EN CAUSE DES COEFFICIENTS DE CORRELATION DE
LI EFFET-FISHER
Il s'agit d'abord de la corrélation entre les taux d'intérêt et ln
variable des retards échelonnés, et ensuite de celle entre le taux d'infla-
tion et le niveau des prix.
1 - Taux d'intérêt et variable de retards échelonnés
L'analyse de la théorie de l'intérêt s'était faitCl en deux éta-,'
peso C'est surtout la deuxième étape, qui. consistait en l'introduction des
(7) F. A1ACAUU.Y, 1938, op. c);t., p. 196.
- 32 -
des retards échelonnés dans le modèle du taux d'intérêt, qUi a permlS à
FISHER d'obtenir de bons résultats.
Mais la corrélation entre le taux d'intérêt nominal RN
et la
t
variable explicative cle~ ~.t_~d~ des retards échelonnés p~ est plus faib1e
que celle obtenue entre RN
et P le niveau des prix. En d'autres te~~es,
t
" ... les coefficie0ts que FISHER obtient en faisant la liaison e~tre les
taux d'intérêt et p* sont dans presque tous les cas plus élevés q~e ceux
t
obtenus avec P2 ' mais plus faibles que ceux obtenus avec le niveau des
prix P ... Il (1)
Corr~e pièce à conviction pour sa critique, MACAULAY a donné un
tableau récapitulatif des différents coefficients de corrélation obtenus
par FISHER; c ' est le tableau n~ 4.
TABLEAU N2. 1.
COQfiicients de corrélation de l'analyse
de FISHER
COEFFICIE~TS DE CORRELATION
RETARn-~
PAYS
l
1 PERIODES
HOYEKS
I
RN et p*
RN et P*
RN et P
(<Innées)
1
1820-1854
-0,46
0,46
l
0,57
20
C.B.
1865-1897
-0,30
0,80
0,91
24
i898-1924
0,68
0,98
0,93
23
1890-1914
0,37
0,41
7,5
U.S.A
1815-1927
0,35
0,74
0,89
30
!
1920-1927
0,41
i
0,86
0,92
20
i
source
F • .l~1J\\Cl\\ULAY, 1938, pp. 17,-173.
(1) F. MACAULAY, 7938 op. c.l:t. , p.177.
- 33 -
Et l'auteur ajoute
Il
• • • la
théorie des retards échelonnés ne four-
nit pas d'explication de la très forte corrélation obtenue entre=l2=ta~x
dlintir~t entre le taux d'intérêt et le niveau des prix" (1) .
2 - La relation entre p*
et P
Il existe une similitude effective entre P*,.la~so~~e pondérée àu
t
taux de variation des prix p* et le niveau des prix P.
MACAULAY montre que, plus le nombre de p* ayant servi a~ calcul de
p* est élevé, plus ce dernier est important et tend vers P le niveau des
prix.
En effet, lorsque les fluctuations des différents p* sont faibles
Il
• • • p*
tend à approximer un multiple constant de la différence entre le
logarithme des pr1x et une moyenne arithmétique des logarithmes cilun cer-
tain nombre de prix passés ... Il (2)
. En cl 'autres t\\,~rmes Si
n
pi'
L
w.
p* .
t
1
t-1
i = 0
Et si nous remplaçons p* par son expression logarithmique, il vient
t
Pt
P
p t-n
p*
Log--
t
+
w
Log---
+
+
w
Log
t
1
n
P
p
t-l
P t - 2
t-n-l
p*
W
-
+
+ W
Log P
\\y
Log v
t
o Log Pt 1
n
t-n
n
't-n-1
(1j
F. MACAULAY, 7938, op. e..-ü.., p. 171.
(2) F. MACAULAY, 1938, op. e..-ü.., a.ppe..ncii.>:. B, pp. A322-A32.3.
- 34 -
En posane
w
il vient
n
p*t
En cl~finitive.
l'auteur a montr~ qu'il existe. d'une part une plus
forte connexion entre RN
et
Pt qu'entre RN
et p~ et,d'autre part une
t
t
relation math~matique nécessaire entre le taux d'inflation observé et le
taux cil inflation anticipé. En conséquence, la liaison entre le taux nTint~-
rêt nominal et
le taux d'inflation anticipé ne réflète que les liaisons
entre lli~
et P d'une part et entre le taux d'inflation anticipé cc le taux
t
d Tinflation observé de l'autre.
En conclusion. nous pouvons prétendre que les successeurs de ~ISPEF
s'accordent tous à reconnaitre le rôle primordial de l'inflation dans la
formation des taux d'intérêt nominaux.
Mais cette approche soulève des controverses quant au délai d'ajus-
teinent des taux
d'intérêt aux variations de prix. Si le retard moyen est
de 10 a~s chez
FISHER, il n'est que d'une année enVlron chez Tes succes-
seurs. =1 constitue l'une (1) des deux principales contestations aux analy-
sQs de FIS2EiI..
La deuxième contestation ayant trait au mécanisme fishérien. consi-
dère plutôt la masse monétaire comme déterminant l'évolution des taux
d'intérêt: c'est le thème de la dernière section de ce chapitre.
(Î)
En 6eu:.t c.me pl1.enu..cILe c.on;tuta..:U.on ~e ~.<..:tu.e f.,uJt Ru ;::>,Part.6 enlp-<JU.que e.-t
-6ta.;tW:ti..que. POuA le pl1.em..teJt, i l ~' agil du li..c..taJ1.d moyen quA. vevUe -6ui-
va.n;t la péJUode d'é.tude. M.rt.6,t lu péJUodu pO-6tvUe.t..Ul.U à.. c.e.J.}r:.. de FISHER
on;t donné. du Jr.e:taJtcU püu-> Jr.Œ.du-~. P.ouA le -6ec.ond, R'e66e;t m?S(W n'ut
c.ompa;t.{.ble qu'avec. l'ac.c.UŒ.J!.a;t.{.on de l'inQRa-ti.on e;t
un a.ju.J.>.te.meYlt .tJr.è.-6
li..a.pide du -taux d' in 6la;t.{.0 n a.n:t<.c.ipé aux .taux 0 b~ eJtv é..6 11.é.C.e.l1t.6.
- 35 -
SEC T ION
III
GENERALISATION DU HODELE DE FISHER
CORRE~ATION ENTRE TAUX D'INTERET ET HASSE HONETAIRE
***
Dans
cette section, l'effet-prix de l'analyse ~ishérienne sera
considéré corr~e un cas particulier d'une analyse générale avec intégration
ou interaction des effets
liquidité, revenu et prix.
Définissons dans une première sous-section les effets de variation
cie la mass~ mo~étaire sur les taux d'intérêt nomin~ux, et exposons ensuite
les modèles de \\<l.E. GIBSON, de CAGAN et GANDOLFI et de T. SARr-ENT accompa-
gnés de leurs résultats empiriques.
SOUS-SECTION l - LES EFFETS DE VARIATION DE LA ?-fASSE MONETAIRE SUR LES TAUX
D'I~~ERET NOMINAUX
Les fluctuations de la masse monétaire produisent les effets liQui-
dité, revenu et prix, qui constituent des solutions au paradoxe de r-IRSON
formulcies par KEYNES, WICKSELL et FISHER. Définissons brièvement ces trois
effets et précisons leur interaction dans le cadre des effets de 'a politi-
que monétaire sur les taux d'intérêt.
~~~~~!~~_I - EFFET LIQUIDITE, EFFET REVENU ET EFFET PRIX
une byisse
üne augrr.entation de la masse monétaire entraîne èu taux d'intérêt
nominal, si la quantité de monnaie demnndée doit égaler l'offre. L'effet
- 36 -
liquidité (1) résulte d'une absence de variation ir.~édiate du revenu a11ant
dans le même sens que la masse monétaire. La croissance du revenu est néces-
saire pour assurer l'équilibre entre l'offre et la èemande de monnaie.
L'effet reven57~écoule des fluctuations du taux d'intérêt suite à des
variations
du revenu nominal. En effetJdès que la masse monétaire augmente,
entaînant une baisse du taux d'intérêt, les taux d'intérêt naturels vont
alors devier des taux du marché avec une tendance haussière des capitaux
réels. La production de ces derniers augmente le revenu directement et indi-
rectcment par effets multiplicateurs. La hausse du revenu nominal serait
suivie d'une élevation des taux d'intérêt si la quantité de monnaie demandée
doit égaler l'offre.
Enfin, une augmentation de la masse monétaire pe~t aussi accroître
les taux d'intérêt par anticipation des prix ou effee-FISHER, si la hausse
de la masse monétaire provoque chez les individus la p~évision d'un accrOlS-
sement futur des prix. Ceci est d'autant probable que llaugmention du revenu
national cause une hausse des prix, qui à son tour engendre des anticipations
à la hausse des prix.
Si l'effet liquidité est négatif, les eff.ets revenu et prix sont posi-
tifs: cc qui permet d'étudier l'interaction des trois effets sur les taux
d'intér~t. Cette interaction se manifeste par le retard de l'effet de la
politique
monétaire sur les taux d'intérêt.
(ï) POU/L de. poo ampleJ.> déta.J.1...6 GUll .t'c.66e.t üquJ..wé. c.6. J.M. KEYNES: "The
ge.neJlal the.M.y 0;) e.mp.toyme.nt, inteJleJ.>t and moneu':, London; HaJtc aU/Lt,
~ac.e. and Wo~d (7936). Cn. aUGGi V. LACOUE-L.,7980, op. Cit. pp. 374-5.
M. de. MOURGUES: ilLe. tau.x d'intVtu ... ",ISMEA 7980 MV·J.e mo.n° 2 pp. 353-5
(2 ) !(. WICKSELL : IIInteJleJ.>t and pJUc.eJ.>", 7936, London, HacrnJJar:.
- 37 -
PARAGRAPHE II - INTE~\\CTION DES EFFETS DE LA ~\\SSE MONETAIRE C'-~ï
JUj,\\
TAUX
D'INTERET NOMINAUX (1)
Deux cas peuvent se présenter: l'action simultanée des effe~s revenu
et prix ou prédominance du premier effet pour neutraliser l'effet liquidit~
initial.
1 - Manifestation des effets revenu et prlX
, .
Considérons une économie avec des taux d'intérêt ï:'CClS constants
et la masse monétaire évoluant à un taux proportionnel consta~t. Pour que
l'ofi~e de monnaie soit égale à la demonde sans variation des taux d'intérêt
réels, l'effet liqui.dité doit être constamment neutralisée par les effets
revenu et prix. S'il n'existe pas de temps nécessaire pour que l'effet prix
se manifeste, le revenu doit s'élever dans le même sens que la masse moné-
tù.irc.
si pour des raisons politiques, le taux de croissa~ce mon~taire·
slélève, il Y ~ une Daisse in~édiate des taux dlint~rêt. Ccci découle de la
vc.riatic:-; de la masse monétaire que le revenu nominal. D'ailleurs, quand
le taux ~'expansion augmente, l'effet liquidité sera atténuci rro~ressivement
par les effets revcr.u et prix, et les taux d'intérêt auront tendance à chu-
ter; ils continueront i baisser jusqu'~ ce que le revenu et les prix aug-
mentent ?lus vite qu'initialement.
Quand le revenu augmente à un taux plus élevé, les taux ci 1 intér6t
nüm~~aux cessc~ont de baisser et co~enceront rnê~c à s'élevc~ si le t~ux de
croi3sance fficnétaire est soutenu.
- 38 -
2 - Prédominance de l'effet revenu (1)
L'effet revenu, suivant toujours l'effet li~uidité, implique
qu'une augmentation monétaire maintienne les taux d'intérêt en dessous de
leur niveau initial aussi longtemps que cette croissance monétaire est sOu-
tenue. Mais ils peuvent rejoindre ou dépasser leur niveau précédent pour
deux raisons
L1cffet-prix ne peut élever les taux Grintérê~ nom~naux
qu'a?~è5 que des cil~ngements dans l'évolution des prlx 3ie~t une chance de
nourrir les anticip~tions des opérateurs économiques .
. Il se peut qu'après l'établissement du nouveau tcux de crOlS-
sance monétaire, les individus croient à sa manifestation continue et modi-
fient en conséqu~nce leurs dépenses suite à la hausse de la masse monétaire.
Ainsi l'effet revenu peut contrebalancer en totalité J.'effet
liquidi~é. Ceci n'aurait pas lieu en cas d'absence d'une aup,mcntntion sou-
tenue de la ül&SSe monétaire. Si cet effet revenu, tempcraiLc~cnt élevé, appa-
rait quand les agents économiques ajustent leur com?ortement à la hausse
monétaire, les taux d'intérêt peuvent retrouver ou dépasser leur nlveau lnl-
tial par l'effet revenu seul.
En définitive, le temps n6cessaire aux taux d'intér§t nomlnaux
pour reprendre leur n1veau initial, correspond ~ une inertie de J.a politique
mon~taire dans sa manifestation. Nous proposons d'étudier, dans la prochaine
sou,;-sectio .... , comment mesurer concrètement, le retard de l'effet de; : <J ;loli-
çuc ffic~é~aire sur les taux d'intérêt nomlnaux.
1 ,
[ • 1
Cc. ,oCULa.gILaphe.. .o'.i..n..6p-Ute.. de.. GIl3S0l'':[1970j e;t cie. CAGAiJ e;t GAFJDOUI [79691,
c.&. pa,g eil .J:ûva,n-te.6 pOU/L .te.6 ILi2,~ é'Ae.J'lc.e.6 c.omp.fè.-tc":' dCh a:.<;te.ujv:'.'
- 39 -
SCU5-SECTIONLA. - MESURE DES EFFETS DE LA POLITIOü::: HONETAHŒ S0";Z ~JES TAUX
Dl INTERET
LES MODELES DE W.E. GIRSON ET DE CAGAN ET
GANDOLFI
Les deH~ paragraphes suivants9 seront consacrés respectivement aux
8cdèles et résultats empiriques des auteurs ci-dessus cités.
PAR.I\\GRAPi-lE ::: - LE MODELE DE GIBSON (1)
Nous pouvons mesurer le retard des effets de la pCliti"ucs monétaire
sur les taux d'intérêt nominaux en estimant lléquation suivante:
RN t
f (m~ ) m~_l ' .•. , m~_12)
(1.11)
où RN
mesure le taux d'intérêt nominal)
t
m* mesure le taux de croissance monétaire.
t
Llestimation du coefficient de m~ mesure l'effet immediat de la poli-
tique monétaire sur les
taux d'intérêt nominaux, tandis que les coefficients
des variables retardées mesurent les effets différés.
Sile revenu ne réagit pas ir.~édiatement aux fluctuatio~s monétaires,
le premier coefficient serait négatif révélant la ?~édominnnce de lleffet
liquidité. Dès que l'effet revenu additionnel débute) il se manifeste par
des coefficients positifs retardés.
(ii (U.t. G:BSON: - "In:teJ1..rJstlta;te.J.J and mone.taJr.lj ]Jo.{.-i~c.Ij":JOu.JLMU'!
0(\\
Poü;ti-
c.ai. Ec.onomlj, vot. 78, pp. 437-455,
(jUYLe.. 7970)
.
- "The.. .tag -<-n ;the.. e..66e..c.t On mOI1e..;ùVr.y on -<-nc.ome. and -<-n:tVtM;t
Itate...s", Qu.a..-twlj Jou./tnai. 06 Ec.onom-<.e.-s: 7970, vol. 84,
pp. 2&&-300.
- 40 -
Par excïnple, pour des séries mensuell.es, si l.e taux d'accroissement
du revenu n'augmente pas avant le premier trimestre les coefficients de m~
~ m* 2 seraient négatifs et le coefficient de m~ 3 positif. Et tant que le
t-
L-
taux de croissance du revenu s'ajuste très rapidement à l'accélération moné-
taire, les coefficients de m* 3 ' m* 4 '
... seraient tous positifs. Le
t -
t -
premier coefficient positif confirme le début de l'effet revenu.
Quo.nd 10. somme des co('fficients négatifs devient égale 21 celle des
coefficients positifs, l'effct-revenu additionnel aura nc~tralisé l'effet
liquidité: les ta~x d'int~r~t auront repris leur niveau RiveBB initial. A
cet inst,wt la masse monétaire et le revenu nominal s'accroissent aprroxi-
mativcment au marne taux proportionnel.
~~~~~~~~~~_!! - LES RESULTATS EMPIRIQUES DE L'AUTEUR
Les résultats (1) d'estimation de l'équation (1.1;) et de Sd dérivée
?remière (2) soit :
d RN
cl m*
cl m*
Ci
nl i:\\'
t
= f (
t-1
t-n
t
, ... ,
)
(1.12)
d t
cl t
cl t-1
d t-n
sont très significatifs. Les fluctuations du taux d'intérêt nominal
sont mieux expliqu~es par (1.12) et leur niveau par (1.11). Par ailleurs,
f -:'
\\ / J
POuA ie.-s diZta.Â.J.,6 c.hi_6~/L{2~ c.6. W.f. GIBSON(Î9701, op. c,é;t., pp. 294-295.
(2 ) Scion i' auteuA c.ille. ŒquatioVl eJ.Jt fo'<'n d'expf.-f..quCJl toutu JeJ.J 6.fuc.J.".uo..-
tiOYL6 du ;taux ci' .<.ntéAU nom'<'nal.
FU.e tient c.ompte -scuvtOl<;\\: rie.,,:, 1710U\\Je.-
men.t-s au.J.J aux 6ilLc.:tua;t<. 0 YL6 de. .ta ma-s-s e moni!.ta.-0... e e.-t ~l<ppo.:' e. '<'mp,{'J..wc.-
nien.t q:le feJ.J au.tAu Mgumen.tJ., ne .6ont pM C.O)i./U~.é.6 avec. ta rn~.6e. J:70f1i'i-
;LcU.Ae. Il e.n eJ.Jt de même pOuA f r équation (7.7 i). Pcw'1. u.ne?. iZve.n,t1.J.cJfe
-
'/,' ~ +:
-
.
*
[7
dH l
-. Il'
" .
d
VVl.-<"i)-{.c.~on, P/LCe..-wOM que. m
= - - ---
1
ou rvl me,,~U!Le ): e JV~Je.au
e.
t
M d:t.
- 41 -
IL existe des différences remarquables des estimations de
COU=~2 période
p~r ~appo~~ à celles de long terme.
Les estimations de (1.11) suggèrent que le nlvcau des taux d i inC2rêt
est d~terminé par des variables autre que les taux de variation de la masse
monétaire. Si les termes constants sont hautement significatifs, les coef-
ficients des termes indépendants le sont moins.
L'effet liquidité se manifeste par les coe~ficients négatifs des taux
de croissance monétaire du mo~s courant, tandis que l'éffet-revenu, et pro-
bablement l'effet-prix, sc manifeste par les trois coefficien~s positifs
retardés.
Mais le manque de significativi~é des coefficients ne perme: pas
d'apprécier COIT~lent l'effet-liquidité est rapidement neutralisé.
Cependant, les résultats sont significatifs pour l'analyse Ge longue
s.~ ,",,,-,",-\\vut+'~
période. Ils révèlent que les effets négatifs initiaux~dans une intervalle
de 3 à 6 mo~s, si la croissance monétaire provient de Ml, et de 6 à 8 mois
s~ elle est de M2.
~~~~~~~~_~~~ - INTERPRETATION ECOKONlqUE DES RESULTATS
Les coefficients du tableau n~ 5 permettent de dégagc~ ces conclu-
sloas importantes à propos des effets de politique monétaire sur les taux
TABLEAU N2 5
EFFETS CONJUGUES DE LA POLITIQUE MONETAIRE
SUR LES TAUX D' INTEl{ET NOMINAUX
(voir page suivante)
- 42 -
1-1
1-7
t-l
1-7
!-1
'-7
1.hrough
1.hrougb
througb
tbrougb
l.hro::::;h
l'u.our.1
1-6
1-12
I-{;
:-12
r-~
1-11
a,o!!'
a,70S'
I.UO
D,Q!1
0.9:10
O,l9>I.-1
i ... f(D:'dd f ••• , D~·..·!; f_U)
4,500"
2,057
S,IW'
0513\\1
l.t6O'
di _ fC.JD:,fI •••••• DDM1.-u)
1,10~
9,832"
9.108"
9,533"
O,H3"
7.nl"
6,U5'
; _ f(DM2: •••.• DM2._u)
di _ f(DDM2, ••••• DDM2.-u)
2.832"
2.009
2,107
U82
1.6,\\1
0.822
.3our,e: nehrc~i.,~ion c{)('mC'len~ !rom Tables 1 a.od Il.
f\\.,
Rir.nifirMt tl.t SQ,C! pe: œnt. lcvel.
.
b. SigniCcAm. at l)'jJJ p~r cent. levcl.
c. Significar.t al 95 pc, ",."l lovel.source: GIBSON, 1970, p. 298.
d'intérêt.
La première n'est guère surprenant: une augmentation de la masse
~onétaire a un effet immédiat sur les t~ux d'intérêt du marché. Cependant,
à la suite de cet effet négatif, les ajustements du taux de croissance d~
revenu entraînent le retour des taux d'intérêt à leur nlveau premIer, avec
un re~ard de 6 à 9 mOLS.
En effet) l'accélération monétaire provoque la baisse ces ta~x d'in-
té~èt, malS elle en~raîne DUSSl après leur remontée lorsque le taux de crOlS-
sance du revel'U s'ajuste à celui de la masse monétaire. On appelle cette
remontée tardive des taux d'intérêt une politique restrictive; "Et il est
impropre de qualifier de restrictive une politique qui suscite une hausse
Ollus rapide du revenu que dans le cas contraire" (1)
1
~n défi~itive, pour une expanSlon mo~6taire de M1) le temps maXlmum
requis pour que la C~Olssance du revenu neutralise l'accél8ration mO~2taire
est de 3 ~ois, tandis que le délai pour que la SOJ~~C algébrique des cocffi-
cients SOle nulle cs~ de 6 mOLS. Pour M2 les d61Gis sont rcspectiveme~t Je
3 ~ 5 mois ct èe 6 à 9 mois.
(7) (,'. ~. Gl 550,IJ , Q. J . E• 1970, 0 Fi • W., p . 29S•
(2) De.6 Ltu,dc..0 c;,/lCu.ogu..Ul mc.Y1Œe.6 pM Al. FRI [OMAN rd ..J. CU LBERTSC":,\\: 0n:t dOYlI1~
- 43 -
PARAGRAPHE IV - CS Rr:SULTATS EEPIRlqUES DE CAGAN n
(.:ANDOL""'';:
(~)
Comme précédel1TIllent, les auteurs ont cherché 6 quanti fier 1.c temps mlS
par le taux d'intérêt nominal, après une baisse initiale d~e ~ l'accélération
monétaire, pour rejoindre et dépasser son nlveau premler Rrâce ~ une hausse
induite du revenu; le schéma contraire a lieu en cas d'une baisse du taux
de croissance monétaire.
Ils ont estimé l'équation (1.13), soit
6 RN
= a + "
!1 m*
+ •.. +
13
!1 m*
(1.13)
t
"'0
t
n
t-n
où RN
mesure le taux d'intérêt nominal,
t
m* le taux d'expansion monétaire,
t
a et B sont des constante et coefficien~s de re~res51on,
!1 est ~n opérateur de variation.
Les coefficients ~ (k m 0 •.• n) mesurent l'e:-fet d ' uile accélératiG~
~onétaire sur le taux d'intérêt.
La se~le hypothèse retenue est que l'économie s'ajuste aux variations
monétaires par une combinaison des fluctuations du taux d'intérêt et du
revenu.
L'estimation des paramètres de l'équation (1.13) s'est faite sur la
base des séries couvrant la période 1910-1967 ; il s'agit du taux c-'-: " com-
mercial papc:rs" observé aux
U.S.A.
Wi )r.e:t.aAci de. 15 moA..1J POUA .te. pllerr"<"eJi. Gt de 3 à 6 moA..1J POUA le ~ e.c.o i1d ; Cf.
:
- Mi,.v~Oi1 FRIEm':AN : I/The !.ag in e.He.c.t 06 mOi'lUa.JL1j poP,.<'-C.I!" , JOU/tV~c..J.
On Pof..-<.;t.{.ca.<- Economlj, LXIX ou. ï 961! pp. 447 - GC.
- John M. CULSêRTSON : "Rep!.!! ta M. FRIEDMAN .•• ", Jowl..i':af o~ PoPili-
c.a.!. Ec.on.omlj, LXIX oc~. ï961, pp. 467-77.
( i)
P. Cl\\GAN and. A. GANVOLFI : "The !.a.g ..ln monC'..tcvuj po/ic.y M
.<.Jr:pP.Ù!.d b~i ;:·he.
Wne. pa..t.teJi.n o~ mol"..c;ta.Jty e.fl6e.cû 0/1 in.-teJi.r?--6:L
/La..te.6", Am~c.an Ec.oi'wmic. Re..v..i.cw va?
LIX,
malj 1969 n! 2, pp. 277-284.
- 44 -
TABLEAU N~ 6
------------ ---_.._-_.-;:
RxCllESSION Of COMMEIlCIAL PAi'ER R.\\71': ON LACCED
V.uuy.s or MONETAR"l GROWTli RATY-, MOlmu:t
DATA i910-65, FIl:ST DIYI'ERENCU
....
Tla LAc DISTllll!VTlON 07 ~fo:'a:TA};Y EI'l'LCTS
ON COMXU:kClAl. PAN.1l RATE
! Cumubtive
1.'
'Rcgrcs,ion Cofficicnt5
t Va.lues
il
Sum of {J
B~Hiz. poin',
1 Coefficients
lai
1
3 ~
UncoC1slrained Distribution
!
Constant
2.2
r.;
.v~
.~
:,-.:
\\
i
..
1
Gr-
~
--
..... r----_--J '--
{Jo
-0.35
" "
-..1,..1
-0.35
"r
{J,
-0.57
-6.0
1
-0.92
1910-29:.········· / / / _ - - -_ _
{J,
-0.60
-5.9
-1.52
r
..."...... ./
2
1910-65
{JI
-0.50
-4.5
1
-2.02
o
;
1
{JI
-0.33
-2.8
~
/ /
-2 .\\....
/' 1948-65
l -2.35
{JI
-0.22
-1.3
-2.57
{J,
-0.06
-0.5
-2.63
1
-
1
4 - \\
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{J7
0.07
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1.a
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1
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+0.09
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:J..
0.4;
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+0.50
1
1
c,L
{J'7
0.37
3.0
+0.87
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{Ju
0.40
3.3
1
+1.27
{J'9
O.4i
3.3
+1.68
{ho
0.43.
3.5
+2.11
1
{Jn
0.30
j . i
+2.49
a -.,
{J..
..l;;
2.6
+2.81
tJu
O. i9
1.5
+3.00
{J",
0.12
1.0
+3.12
:J'A
0.06
0.5
+3.18
{J,.
-0.01
-0.1
+3.17
{J17
-0.03
a ..
- .;;
+3.14
{J,.
-O.Oï
-0.6
+3.07
(J'l9
-0.1~
- i.2
+2.')\\
{JIO
-0.11
-0.9
+Ul3
(Ju
-0.11
-v.l)
+2.72
{JII
-0.11
-1.0
+2.61
(J..
-0.0<)
-0.3
+2..'i2
11
12
13
{J..
-0.15
- i.J
+2..17
{J..
-0.14-
-1.4
+2.23
l'nIt. ar~ b.u~. ;"'01nt.s ?C"r {)n~ p"'rc".nt.~e
palnt: chan,..
{J..
-0.09
-0.9
+2.12
ln al'lnIJ.Al
rate oC aonetary I:,rovth (100 b.t1. po1nt.1 _
1
{Jn
-0.05
-0.5
+2.07
1 l'''Crc.~·nt.:ie point oC lMaron rah) ..
'.
1
1
•
. (J..
-0.06
-1.0
+2.nl
_..
.- -
..
._-
-_.~
!
),TOTE: Fo~ the [oron of the rr"rc'S-ion c'11Jatio'l, scc
'text equation in S~ctivn III. Unils of the coelTlcient~
are b:tsis poin:S per 1 percent;\\~e point. ch;'Ln~r: in
.
monthly r:Ite oi change ai :noney stock.
R- .367 Adj.RI- .OS\\
source
CAGAN and GA~~OL~I) may 1969, A.E.R.,
op. ciL, pp. 281 et 282.
Les résultats sont retrnc6s et r~sumés dans le graphique n~ 2 et le
tableau n~ 6. On rerr.arque qu'une augmentation de la masse monétaire entraîne
une tendance baiss~ère du taux d'int6r~t sur
une période ~c 6 mois. Apr~s
cette période, le taux d'intér2t s'é10ve pour dépasser son nlveau initial
16
- 45 -
mo~s plus tard. Selon les auteurs, c'est le s~gne d'apparition cl'une anti-
cipation à la hausse des prix.
En outre, une expansion soutenue de la masse monétaire entraîne des
effets liquidité successifs qUl retardent la manifestation de l'effet-revenu.
~a hd~sse induite du revenu justifie le retour en ;lausse du ~~~x d'intérêt,
Gui se p~oduit 6 mOLS plus tard. Il recouvre plus de la moitié ~e sa haisse
ini~iale le 13ème mois et la totalité le 15ème.
En conclusion, les travaux de W.E. GIBSON et de CAGAN et r.A~mOLFI peu-
vent être résumés en deux points essentiels :
- L'~ccélération monétaire provoque une baisse immédiate du taux d'in-
terct par effet-liquidité; mais il s'ensuit une hausse par effets revenu et
prl:<
la manifestation du premier étant plus probable.
- La difficult6 de dissocier le début des effets revenu et pr~x sur
les ta~x d'intérêt.
Dans la sous-section suivante, nous exposerons le moci~le ~largi de
T. S,il{GEGT çu~ relie le taux d'intérêt nominal à des variables monétaire et
rée Ile.
SOUS-SECTION III - LE MODELE ELARGI DE T. SARGENT (1)
Exposons d'abord les relations du modèle estimé et ensuite les résul-
tats emp~r~ques obtenus par l'nuteur.
( i) 7'nol7Ja,!l SARC:;NT
"CommOWlj p!U..c.e. e.x.pe.c.tatJ..oV'..-J c..l1cf Ùle. -i.i1,tV1.e.-~t l'c(~;..~e.-S /1 1
Qua.ie.Jt.tlj JoU!l.na1. 0n Ec.o nom-i.c.l , 612.0. i 96 9, pp. i 27 - 74Û •
- 46 -
2A~\\Gw\\?~~ l - LES RELATIONS DU MODELE ESTIME
L'auteur considère l'identité suivante
re
+
(r
- re ) + (RN
- r )
t
t
t
t
t
où re
est le taux d'intérêt qui égalise l'épargne et l'ir.vestisse-
t
ment réels en équilibre dynamique,
r~
mesure le taux d'intcirGt réel du marché,
R.;,\\j
est le taux d'intérêt nominal dont 11évolution est liée aux
t
variations de rc , à la dcviation entre le taux dTintérêt d 1 équilibre et le
t
taux réel du marché, et ~ la dcviation entre le taux d'intér6~ nominal et le
taux d'intérêt réel, c'est-à-dire l'effet-FISHER.
Ces trois variables dépendent d'indicateurs monétaire et réels:
- Le taux d'intérêt d'équilibre ou taux d'intérêt naturel re
dépend
t
du ~Lvea~ et des variations de la production rée:12, soit
re
= f(6
(1.15)
t
Ô f
ô f
avec
> 0 et
< 0
o 6YR
Ô YI\\
t
t
où 6. YR
et YR~ mesurent le taux de variation et le TI1VeaU de la pro-
t
..
duction réelle à liinstant t.
On remarque qu'une augmentation du taux de crOlssance de ]a ?roduc-
tion réelle a un effet positif sur la production réelle, tandis r,~e
le
niveau te Eiveau de la production réelle affecte n6gativement ~e taux d'in-
térêt naturel.
- L'écart entre le taux d'intérêt réel et le taux naturel est Fonc-
tion. de la variation relative de la masse monétaire réelle HI~~
- 47 -
Cr
- ~e ) = g (rnr*)
avec gr < 0
t
t
t
où rnr* mesure le taux de croissance de la masse TI:onétai~e réelle.
t
Une augmentation de la masse monétaire aura tendance à réduire
l'écart entre le taux d'intérêt réel
et le taux naturel. En général, on
remarque une élasticité négative de mr~ par rapport à (r
- re ) .
t
t
- L'écart entre le taux d'intérêt nominal et le taux d'intérêt natu-
rel est fonction du taux anticipé de variation des prix ; SARGENT inclut
ainsi dans son modèle la variable explicative de l'équation de FISHER. Il
n
'RN
- r )
L
w.
p* .
avec w. > 0
1.
t
t
l
t-l
l
l
0
.:::.n remplaçant (1.15) , (~.16) et (1.17) par leur e:·:presslc" oans
(1.14) , il vient:
n
RN
= f(6 YR , YR ) + g (mr*)
+
L
w.
(l.lB)
t
t
t
t
l
l
o
En définitive, le taux d'intérêt nominal est, non seulement fonction
du taux d'inflation anticipé, malS aussi des taux de croissance monétaire
et de la production réelle (1)
.
~~~!2~~:~~_!! - RESULTATS EHl'IRIQUES DU HODELE DE SARGEN7
Avec l'hypothèse de décroissance exponentielle dès cocfficie~ts de
pondération, et en utilisant des séries annuelles de l'économie américaine,
l'auteur a estimé l'équation (1.18') sur ia période 1902-;940 :
( -, \\
; j
NOUil
-60mmlUl
e.n P/L~e.!1C.e. d'un mod2.e.e. pa;-...J::A.eJ.. d:'<"n,té9uw~on cle. l'e.~f.e..t
W7C.<.SELL
v~ de. .e.'e.ù6C'.t-FISHER. I\\!OU-6 ptUOM de. c.o!1t~u1..teJ[, el1 pfu.o de.
-e.'a/LÛ.c..fe. de SAJ\\.GENT 11969], V. LACOUE-L.
[1%0], op. w., pp. 317-9.
- 48 -
t-i
RN
a fj YR
+
b YR
+ C mr* + d
L
'c
i:
t
t
i = 'i
(1.18')
,i-l
où
w (0) = ° et
w (i) = d A
pour tout
i') °
Les résultats empiriques obtenus par l'auteur sont r~sump.s 0ans le
tableau n~ 7 suivant
TABT.EAU N2 7
Résült~~s G'estimation du modèle élargi Ge 7. SARr-ENT
Equation (1.18')
U.S.A.
J.
1
1
1902-1940
1902-1954
i
1
Taux court 1 Taux lonp,
Taux court
Taux lonr.
!
j
a
0,0182
0,0099
0,0064
li,0G54
i
1
(0,0217)
(0,0084)
(0,0139)
(0,008)
1
!
b
-0,0405
-0,0456
-0,0137
-0,0213
(0,014)
(0,0053)
(0,0041)
(0,0021)
c
-6,026
-2,015
-2,8566
-O,R433
1
(1,9961)
(0,7862)
(1,5793)
!
(0,9116)
1
1
,
cl
(;,472
3,876
6,0056
1
3,7(18('
1
i
(0,5247)
(0,1963)
(0,5312)
i
;0,3(56)
1
1
1
À
1
0,98
0,97
0,9S
0,9R5
1
1
i
n~
À
!
4,493
-1,9849
15,7202
,
2,1591
u
i
i
(1,6693)
(0,5088)
(1,83R1)
1
(0,7L:F.2)
1
!
!
1
!
1
1
1-."
1
1,440
i
7, 134
-10,5:62
i
2,4S15
1
1
1
1
(2,0183)
(0,6296)
1
(1,8152)
!
(0,7273)
1
1
!
i
1
1
1
R2
,
1
C,872
0,9298
0,86G6
!
0,8711
1
1
1
!
1
1
D-H
1
1,2630
1
1,6538
0,8~75
i
0,6376
1
1
1
-- !
source
SARGE~T, 1969, op. Clt.,
pp. 133 et 135-136.
Dans l'ensemble tous les coefficients calculés ont le Signe attendu
- 49 -
ct sont P':ll' conséquent conformes <lUX hypothèses initi:11cs.
Les coefficients A,
inférieurs ~ l'unité, sont cornp<ltihles avec
l'hypothèse de d6croiss:1nce exponentielle. Mais on rem<lrqlJe qu'ils sont
proches de l'unité; cc qlli implique de longs retards dans 1:1 formation ~es
anticipations de orix, soient environ 8 ans: c'est une confirmation des
résultats controversés de FISHER.
Comparé aux autres c0efficicnts, A a une forte import:1nce relative
les autres paraissent n':lvoir aucul1C' influencc' dans 1:1 d6t:cnnination des
taux d'inté.rêt : ils sont pLltiquement nuls. Cependant, il
f,1Ut
rem,1rquer
que la masse monétaire ct l'inflation anticip0e influencent rius scnsihlc-
ment les taux cl T intérêt ;1 court terme que les t:1I1X 1ongs. (1)
En définitive,
l'introduction des variahles monétaire ct r0elles
dans la relation de FISHER confirme l'influence déterminante des v<lriations
passées de ?rix sur
les taux
d'intérêt nominaux. Nous proposons d'exposer,
dans la dernière section de
ce chapitre, nos résultats empiriqUeS person-
nels sur liéconomie franç<lise (2)
( 1) La thé.oJtJ.e. de. .ta .o:t/wc-fuJte. peUt -fUJ11e. deJ.J
tau. x
ri 1ù;:t0Œt c.-xpi'.J~quci1;é
nu.e.ux .te. taux fang. -"1ou..o e.n paJ1.1.CAoM dan,s pe.,s c.har~0'-vs 3 e.;~ 5.
(Z) If. .o'aod d'un /téJ.>umé de. no.o -t'tavaux cmp..uu..c[uUJ P(Y':-,SOYl;lV'/.> JLi!.w.?0:oŒ1.J
dan.o ié c.aMe. du mémo.<Ae. de. D.E.A. pILé.oe.nté. U MU..tC.l'i;l en jc:..nvJ.v.: 1953.
- 50 -
SEC T ION
TV
RESULTATS EMPIRIQUES PERSONNELS
SUR
L'EVOLUTION DES TAUX D'I~TERET EN FRP~CE
1960.1-1979.4
***
Il s'agit d'une application aux données de l'économie française
de modèles de la littérature économique exposés précéde~~ent. Nous examine-
rons nota~~ent l'influence de l'inflation puis de la masse monétaire sur les
taux
ci'inté~êt en FRk~CE.
Les retards échelonnés, intervenant dans le calcul de la variable
explicative, sont fixés arbitrairement à 8 ou 10 décalages. Nous avons rete-
nu deux m6t6des d'estimation: la premi~rc est libre de toute contrainte et
l~ seconde est la
proc6dure d'ALMON.
P=6cisons que les s6ries utilis6cs sont trimestrielJes et couvrent
~a pé=io~e 1960.1-1979.4.
L2S
~ésultats seront exposés ct interprétés en deux sous-sections,
suivant la variable explicative retenue: taux d'inflation anticipé et taux
de croissance anticipée de la masse monétaire.
SOUS-SECTION l - TAUX D'INTERET NOMINAUX ET TAUX nlINFLATIDN ANTICIPE
Que ce soit pour
le court
terme ou le long terme, nous avons estim6
l'équation (1.19)
:
n
c +
L.
a. P* .
(1 • 19)
1.
t-l.
1.
0
- 51 -
o~ R~
est 12 taux d'intérêt nominal,
t
c est la co~ante de regression ou le taux d'int2rèt réel,
les a. (i = 0, 1, ••• , n) sont des coefficients de regression,
1
p* mesure le taux d'inflation observé,
t
pour la méthode libre de toute contrai~~e, n represente le nombre
de décalage;; e'.; pour la méthode d'ALMON, n = 3 es:':: le
degré du po:yr,ô:T;c
'avec 10
décalages.
PARAGRAPHE l - TAUX D'INTERET A COURT TERME ET TAUX D'INFLATION ANTICIPE
Pour la première méthode,le coefficient de FISHER-SNEDECOR, pour 61
observations et 9 variables explicatives, est égale à 12,729 : ce qui indi-
que çue les resultats obtenus sont significatifs dans l'ensemble.
Les coefficients a. décroissent sensiblemenc au fur et à mes~re que
1
le nombre de décalage$ augmente
ils sont passés ùe 0,96 pour la vérioèe
courante à
- 0,31 pour
t-7
ct
0,05
pour
t-8
L'apparition de coeffi-
cients négatifs indique une domination éventuelle des effets extra?o~atif3
par des effets regressifs négatifs, c'est-à-dire que les inciividu5 antici-
pent un mouvement en sens contraire des prix.
Pour la méthode d'ALMON, l'estim~tion de l'équation (1.Î9) a donné
les résultats suiv~nts
RN
10,04 + 2,01 p* +
0 86 p*
-
0,23 p*
-
0,91 p*
t
(ï,83)
(5,82) t
(6:82) t-1
(-1,63) t-2
(-2,44) t-3
J
R2
= 0,652
R
0,823
D-W
0,500
L
a.
=
1,73
i
0 1
Si les deux premiers coefficients sont significatifs, les deux autres
sont r;égatifs ct non significatifs comme le mont::-cr,,: bien les "t-valucs"
- 52 -
mIses ent~e parenthèses.
Compaiés aux résultats précédents, le RZ
et la
D-W so~t passés res-
pectivement de 0,601
à
0,651
et
0,389
à
0,5, marquant alns~ une nette.
amélioration des résultats obtenus par la procédure d'ALMON. Le terme cons-
tant 10,04
est aussi très signicatif.
Toutefois, pour les
deux méthodes retenues, on remarque une antici-
pation d'inflation en sens contraire, représentée par des coefficients
négatifs à la fin des distributions.
En conclusion, toute chose égale par ailleu~s, une hausse de
% du
taux d'inflation accroît le taux de
l'argent au jour le jour èe 1,73 % .
PARAGRAPHE II - TAUX D'INTERET A LONG TERME ET TALJX Dt INFLATION !~~TICIPE
Conce~nant la méthode d'estimation libre de toute contrai~te, les
résultats obtenus sont dans l'ensemble très significatifs: ]a statistioue
de FISHER-SNEDECOR CF.$ est évaluée à 33,907.
Cependant, la statistique de D-W étant faible, nous en déduisons une
forte autoccrrélation positive des résidus ou l'omission d'une variable
dans la relation estimée.
Ceteris paribus, une augmentation de 1 % de l'inflatio~ entraîne
à long te:me une hausse de 2,36 % du taux long
ce ~Ul cor~cs~o~d à un
retard moyen de 3,13 trimestres.
Pour la méthode d'ALMON, l'·estimation du taux de rcndcme:-:t des ohli-
gations ~ donné le résultat suivant :
- 53 -
°
1\\1...
5,60
+
0,32 p*
+
36 p*
+
0,32 p* 2 +
0,57 p* ~
(30,38)
(1,29) t
0;41) t-1
(:),25) t-.
(2,44) t-.)
3
R2 = 0,901
D-W = 0,534
ï
a. = 1,57
ret. moy.= 1,7 trim.
~
~
= 0
On remarque une forte co~rélation positive entre le n~veau des taux
d'intérêt b. long terme et les taux d'inflation, soit un R2 = 0,901. Le
ret~rd moyen d'ajustement est évalué à 1,726 tri~estres, période au cours
de laquelle les taux d'inflation épuisent 50 i, de leur effet sur le rende-
ment des obligations.
Cependant la statistique de D-W demeure faible : ce ~u~ confirme
l'omission d 1 un2 variable explicative dans l'équation estimée. Or, "la
structure par terme des taux d'intdrêt"
stipule que le taux lenR est déter-
miné, non seulement par l'inflation anticipée, ma~s aussi par la somme pon-
déréc des taux courts. Nous clarifierons cette théorie dans notre troisibl~e
chapitre.
Dans la sous-section suivante nous exarn~nerons l'influence ûe la
masse monétaire anticipée sur les taux d'intérêt nominaux en FRANCE.
~Q~~:~~~!;Q~_l~ - TESTS E~œIRIQUES SUR LA CORRELATION ENTRE LES TAUX
D'INTERET NOMINAUX ET LA MASSE MONETAIRE ANTIC~PEE
Nous avons estimé deux équations, soient
n
6 RN
c +
l
a. m*
(;.7.0)
t
a
~
t-i
~
n
RN
c +
l
a. Hl
(1.21)
t
t-i
a
~
~
- 54 -
où
RN
et RN
mesurent les différentiel et écart à >~ moyenne
t
t
mobile des taux d'intér~t,
c
est un terme constant,
les
a.
sont des coefficients de regression,
~
m~
et
m
sont des taux de croissance et ecart à la moyenne
t
mobile de la masse monétaire,
n mesure le nombre de décalages des retards échelonnés ou le
degré du po lynôme d'AUlON fixé ici à 4.
Comme précédemment, nous adopterons le m~me plan de présentation des
résultats.
?A~~G~~PHE = - 7AUX D'INTERET A COURT TE~~ ET MASSE MONETAIrE
Avec la procédure des retards libres, les résultats empiriClues sur
la corrélation entre taux d'intérêt à court terme et masse ~onétaire ne sont
guère significatifs: la statistique de F. est à peine égale 1,54 pour 61
observations et 9 variables ~xplicatives.
?o~r la méthode d'ALMON, les résultats obtenus avec
Mi et M? suivent
respectivcillent
0,02
9,62 m
2,27 m
+
1,25 m
+
1,33 m
c
(0;94)
(-1,90)
t
(-1,nO)
t-1
(2,18)
t-2
rn q1) t-3
1.' , .
1,78 m 4
t-
(-0,35)
4
0,387
D-W
0,580
L
a.
-
11,09
~
°
='
~
R~
0,04
7,40 m
0,52 m
+
2,52 m
+
1,17 m
t
('i ,39)
(-1,11)
t
(-0,28)
t-1
(2,88)
t-2
(0,57)
t-3
3,62 m
4
(-0,52) t-4
R2 - 0,302
D-\\.,T = 0,537
>::
a.
- 7,85
~ = ° ~
- 55 -
Nous remarquons une nette amélioration des résultats tivec la procéd~-
:cc: d' ALHü:'l et les écarts à la moyenne mobile : le 1'2 est passé de (), 065 [1
,
0,302 ; mais il subsiste toujours une autocorrélation positive des
"
reS1ClUS ..
Les effets revenu et prix, n3issant aux 2~me et 3ème décalages, ntar-
rivent pas à neutraliser l'effet liquidité initial. Il en résulte qu'une
augmentation de
% de M1 ou M2 entraîne à long terme un effet négatif de
11,09 % ou 7,85 % sur les taux d'intérêt nominaux.
PARAGRAPHE II - TAUX DE RH.TDEHENT DES OBLIGATIONS ET MASSE MONETAIRE
Avec les retards libres, nous avons obtenus des résultats qUi ne sont
guère satisfaisants. Mais cependant, ll e ffet à Ion?, terme de la m.:;ssc moné-
taire M2 sur les taux d'intér~t devient positif: 1 % citaugmentation de la
masse monétaire provoque une hausse de 0,24 % du taux de ~ende~ent des obli-
gations.
En adoptant la procédure d'estimation d'AUlON, les résultats obtenus
avec M2 sont encore relativement meilleurs :
RN
0,01
0,83 ID
-
0,27 m
+
O,13m
')
-1-
;,37m
~
t
(1,99)
(-0,55) t
(-0,62) t-1
(0,66) t-~
(2,95) t-j
+
2,04 m
!.
(1,29) t-'l
4
IF = 0,459
D-W = 0,671
l:
a. = 2,44
i
0 l
Les dépôts à terme contenus dans saRS M2 expliquent les ~ons résul-
tats obtenus par rapport à ceux de M1.
En ciéfinitive, nous avons exposé les mod~les des deux grands courants
- 56 -
sur la logiq~8 explicative des taux d'intérêt nomlnaux
fla~ion anticipée ou de la masse monétaire anticipée. La particu~arité de
ces modèles tient à la mesure autoregressive des variables anticipées.
Nos tests em~iriques
personnels sur l'économie française révèlent
une corrélation positive entre les taux d'intérêt et le taux d'inflation
a~ticipé. Ce qui rejoint les conclusions de FIS~ER et ses SUCC2sseurs.
Cependant nous remarquons une instabilité de l'effet-r.I3S0N, confir-
mant ainsi les thèses du modèle WICKSELL-KEYNES (1)
• La spécificité de
cette approche découle de la causalité réciproque entre taux d'intérêt
et taux d'inflation: ce qui dépasse la causalité déterminée défendue par
1. FISHZR et ses successeurs. L'auteur a montré que le paradoxe de rIBSO~
peut être expliqué en dehors de l'effet-prix.
Il existe 6galement, mais dans une moindre mesure, une corrélation
positive entre les taux d'intérêt et le taux de croissance anticipé de la
m~sse monétaire. Il Se peut que ce soit la politique d'encadrement de crédit,
e~: vigueu::: e:1 FRANCE, qui f.1usse en p.1rtie la cor::-élation entl-e les taux
d'intérêt et 1.1 masse monétaire.
Cependant, la nouvelle théorie des anticipations rationnelles propose
une alternative fondée sur la différenciation entre le taux anticipé et la
composante non anticipée de la v.1ri.1ble explicative retenue. Kaus verrons
d~ns les chapitres suivants si cette nouvelle ap?roche explique mieux les
deux logiques explicatives des taux d'intérêt retenues d.1ns cette étude.
***
(Î)
en. J.-C HARDOUIN, 7980, op. Cd . • L'au..tewL Sonde .éon. a.im.lji.:>(!..6uJL
!!. 1 éc.W"vt ey.;J'te to,ux d' /.n.:téAU na.tuJLel U :taux d' /.ntéAU Jtérù. u Ra dev..u.-
;'.:..é.on de .t',,~n.ve..ow.oement anticJ.p~!:J de..o épaJtgi1<?.6 .6ouha..<.tiZ.é : C'\\?J.lt donc.
wt 17iOdUe. de. déhéQt.UL<.blte. au .6un duquel, c.ompaJtaüvement à .fa c.onc.ep-
!.:..é.on neO-UM.éJ..que, .f.e.,!:J vo.JUo..:t./.ons de pJL.i.x 11: a.MuJLe.nt PCvs .P' équ-U/.blte
e.n;tJr.e. l' 0 il tif'.e e;t .ta demande g.to bal<?.6 .
CHA PIT R E
II
-*-*-*-*-*-*-*-*-*-
E V A L U A T ION
V A RIA BLE
DrA N TIC l P AT ION S
RAT ION N E L L ~ S
*******
INTRODUCTION
La rationalité suppose que les agents économiques sont sous l'influ-
ence d'un environnement exogène et de leur enviro~~ement endogène propre (i)
Par~a~t de là, ils cherchent à déterminer leur comportement a partir d'obscr-
vations sur leur état présent et d'anticipations s~r leur état futur. Il se
pose alors le problème de la coincidence entre valeurs anticipées et valeurs
observées, d'où la problématique des anticipations en gé~éral ou des antici-
pations rationnelles en particulier.
Nous expliquerons d'abord la genèse des anticipations rationnelles,
ensuite nous préciserons les procédures d'évaluatio~ ratioi1nelle de l'infla-
tian anticipée et enfin nous parlerons de la masse monétaire comme une autre
variable objet d'anticipations rationnelles.
(7) U ,s'agil, pou/t te. ;oJtenU.eA e.nv.vz.onne.meJrt c.dé.; de. veuJ..a.bRe.6 !'... e.pJté.6eJ1:ta;<'f.A.-
C.M
de. gJtande.ww c.olUJidéJtéM c.omme. f,,{.xéu e.n de.hoM du. phŒ./1Omène qu' e.Jfu
expliquent, c.' ut-à.-dilte. eh dehoM du modUe.. PaiL oppo~,v:;.onJ tM vaJUa.-
bteA endogèl1u ~on.:t c.o/1l)idélLéeA
c.omme. dUUcrn.{.YlC.eA po.JL c.e phénomène.
- 59 -
SEC T ION
l
LA GENESE
DES
ANTICIPATIONS RATIONNELLES
Les anticipations rationnelles étant l'oeuvre de John WJTH (1) , nous
lui consacrerons les deux paragraphes suivants intitulés "Notion pionni~re
des anticipations rationnelles" et "~lodèle de }juTE".
PARAGRAPHE l
- NOTION PIONNIERE DES ANTICIPATIONS RATIOl'iNELLES
La notion d'anticipations rationnelles, telle qu'elle fut définie par
John tillTH en 1961, cherche à 11 ••• résoudre le problème de l'endogéneisation
des anticipations des agents dans les modèles macroéconomiques ll (2) . Habi-
tuellement la théorie des anticipations autoregressives faisait dépendre, la
valeur anticipée d'une variable, de ses seules valeurs passées. MUTH en
dénote une vision pauvre du fonctionnement du système économi~ue.
Dans le but de pallier cette défaillance des anticipations autoregrcs-
slves et plus particuli~rement adaptatives, l'auteur suppose une concordance
entre le modèle de l'individu et celui du modélisateur. Il écrit à ce pro-
pos : "Dans la mesure où les anticipations sont des prévisions bien infor-
mées des évènements futurs, ils sont fondamentalement identiques aux prévi-
slans issues de la chéorie objective ll (3) . Ce qui nécessite de la part de
(1) J. MUTH, 1961 op. ~., pp. 315-335.
(2 ) B. WALLISER : 11 Eqt.U.Ubite. e;t antiu patio /1..6 11 , Re.vue. [c.onom.,(quc.
a
/1-
4,
vol. 33, juil1..e;t 1982, p. 596.
i 3) J. MUTH, 1961 op. cJ.;t. , p. 316.
- 60 -
liagcnt économique Uüc prévision correcte de l'évolution des variahlcs exo-
gènes et une connaissance de la relation existant entre variabJ.es exogènes
et variables endogènes du système. Sous une verSion faible, MUTH suppose que
"la distribution de probabilité subjective des effets tend à être distribu~e
pour le même ensemble d'informations, autour de la distribution ob.;ective
des effets" (1)
. Mieux encore, les distributions effective et suh.iective
se répartissent autour de la même médiane.
GRAPHInUE
______ :i
NE. 3
_
DISTRIBUTIONS EFFECTIVE ET SUBJECTIVE
DE PROBABILITE
Probabilité
~j'
1
1
1
i
.
~istrih\\lt;on
l
..-
/ ; ; /
suh;cctive
L
'--__oe::::::::::::.~_.
;;:;;,_..;:::~incl i ce cl cs pr ix
source
J. ;'lU1'H,' 1961 op. cit.,
'" 1 ....
J1. .J 1 l) •
Cette hypoth~se stipule qu'entre deux p6riodes t-l ct t, chaque agent
2co~omiçue perçoit un ensemble de Signaux
1*
de valeurs passées donc
t-1
observées de son
e~vironncmcnt, anticipe les valeurs
t-1Zt+h
en t+h GC
(7) J. AiUTH, 1961 op. w., p. 316.
-
61 -
SQ5
variaoLcs d'environnement et optimise les valcwrs
S
(1,02 s~~ va~";~-
;:+h
-~
~-~
bics ùe ccmportement. En adoptant un processus stochastique COi)
èéfinit l'anticipation calculée commc l'espérance d'appariL:ion 0U phé~o-
.
,
mène étudié, compte tenu d'un ensemble fini
d'information sur le p'1s.se)
c'est-à-dire
Z
(2.1)
t-1
t+h
Il s'agit donc de réalisations moyennes des variabJes anticipées.
En définitive, l'hypothèse conv~e à trois conditions traduisant des
notions distinctes de rationalité ; ces conditions ne sont pas Forcément
réalisées simwltanément
- Une parfaite spécification du modèle liant la variah 1 e anticipée
aux autres v~riables.
- Une parfaite connaissance des valeurs passées et présentes des
variables exogènes, c'est-à-dire influant sur la variable anticipée.
- On suppose une estimation sans biais du modèle d'anticirations
çui dépend des informations disponibles.
Après cette m~se au point sur l'hypothèse des anticipations ration-
r.e lIes, nous proposons de préciser les termes du modè le de ~JTi;,
( J)
Le.. modè.te. .otOC.hClétiqUe. .0' OppOM. au pItOC.e.MM dé..teJtm-ll"vu:.de. rie. .fi' ana! u!.Je.
6;~h0v<.e..VlYi.e.. If:.. c.ompoJt.te. de..o vaA-labJ.'e..o aJ.é.a.;to-i.Jte..o .P-<.é.e..o au c.omporvte.mel1.:t
d' ai1-û.u;:JC:..-t-éoYL6 du, age.rtto é.c.onom-lque..o
- 62 -
?AR.t..Gf-AP:'iE II ,-- Lt: l'10DELE DE MUTH
- - 7 - - - - - - - - -
Le modèle des anticipations rationnelles proposé par J. }illTH décoü:e
du modèle d'équilibre walrasien (1) où la demande est fo~c~ion des pr~x
observés et l'offre des prix anticipés. Chacune des deux fonctions dépend
également d'une variable exogène et d'une vari~ble aléatoire indépendante
des autres. La détermination du prix, satisfaisant deIT~ndeurs et offreurs,
conduit à une relation bijective entre l'anticipation et la réalisation des
prix
L'auteur applique alors à son modèle, un ensemble de fonctions d'anti-
cipations, depuis l'anticipation st~tique (2) à l'anticipation rationnelle
qui, COIT~e c'est défini précéde~~ent, equivaut à l'espérance mathématique
ôes prix oDselï1és conditionnelle de l'information disponible.
Comparativement à l'anticipation statique qui conduit à la conver-
gance classique en toile d'araignée ~er*Jl~é~~i~ibre, 11 an ticipation raticn-
nelle amène directement à l'équilibre au terme aléatoire près.
Il faut souligner ici que les comportements des demandeurs et des
offreurs ne coïncident que dans le cadre d'un environnement certain.
~lais en définitive, le problème des ant::'cipations rationnelles réside
dans la détermination de la variable objet d'antic~pations : c'est le thè~c
ci1intérêt ~e notre deuxième section.
( 1) Pow'~ Ld!. ltéAwné. .ouc.unc.-t de t' é({uiliblte w::t.eJuw.z.e.n C.i)' BeJ"~na./Ld WALLISER. :
1I[({w:"U)/Le e,t c..rl.ÛUpa.:ti.Orl.o",
1982 op. c.a., pp. 602-603 .
. ( 2) Van,!:. J:. 1 hypo.thè.6 e. de t 1 ant1upatiorl .o:t.o..tJ.que., .ta. vaJUa.bte. an;::J.upée e.o..t
é[;.::U.e.. à .oa va..ie.u.Jt pa.M ée JLéc.el'1.t.c. e,t cü.6p0tU/';ie.
- 63 -
SEC T ION
II
DETERMINATION DE L'INFLATION ANTICIPEE
***
Cette détermination d'une variable de l'inflation anticipée s'inscrit
d~ns le cadre des tests satisfaisant les critères de rationalité. Dans la
première
sous-section nous ferons une mise au pci~t sur les tests de ratio-
n~lité
dans la seconde nous parlerons de remarques irr.portantes sur ces
tests.
SOUS-SECTIO~ l - TESTS DE RATIONALITE
Selon WJTH, les anticipations sur l'inflation future sont formées Ge
manière à réfléter toute l'information disponible. Autrement dit, Le taux
d'inflation observ6 ne peut différer du taux anticipé que par un
terme
aléatoire. Ainsi Ilhypoth~se de rationalité de ratigRaiit~ peut fftre forma-
lisée comme suit
p*
p*
+
t
t-1 t
~t
(2.2)
cù
p~
est le taux d'inflation à la période t,
t-1P~ est le taux d'inflation anticipé en t-1
pour la période t,
et ~
est une variable aléatoire avec une espérance mathématique
t
nulle (1) et la variance égale à
0 2
(2)
.
~
(Î)
De. c.e.tie. c.oncLLü.on dlZpend .fa p!t.é.w-ton de. .fa v~b,fe antiupé.e, c.' Cù::,;t-
à-d-<.Jt.e. ~a !t.at-<.ona.e.-<.t~.
i 2)
Tou.-te. C.OJUlUa;t{.on avec. .f' bl oo/"l1nation ayant M!.Av-t èi. plLE.vO.{./t la vwuab.fe
antiupée ~t ~-tgne d'une e.,~ü.mation b-ta.i.oce.
- 64 -
Exprimée sous cette forme, c'est-à-dire si l'anticipation d'inflation
est une estimation sans biais de l'inflation observée, l'hypothèse de ratio-
nalité peut être testée empiriquement par l'estimation de l'équation sui-
vante :
p*
=
+
B
P*
+
t
1 t-1 t
)Jt
(2.3)
où
p*
représente l'inflation anticipée par sondage en t-1 pour
t-1 t
la période t,
p* mesure le taux d'inflation observé.
t
La notion d'anticipations rationnelles précédemment définie conduit
aux contraintes
6
= 0
o
et S, a
, .
Par ailleurs )Jt ne doit exhiber aucune
autocorrélation, ni être correlée avec l'information utile R l'anticipation
rationnelle.
PESANDO (1) et FIGLEWSKI et WACHTEI. (2) ont procédé à des tests de
rationalité sur les séries d'opinion de LIVINGSTON
en
estimant l'équation
(2.3) . Sur les périodes 1959-1969
et 1962-'969, le prcTIlier n'a pas pu re~e-
ter les contraintes
B
= 0 et
o
6, = ,. Les seconds ont ahouti à des résul-
tats opposés à ceux de PESANDO avec des séries temporelles couvrant la
période 1947-1975.
Une alternative pour la rationalité est que les prévisions soient
efficientes; en d'autres termes, le processus qu'engendrent les anticipa-
( j )
] . E.
PE~ANDO : "A note. on the. Jtat~é.oI1a1Uy a 6 the. LI VWGSTON (.JJU.c.e e.xpe.c.-
.:ta.tiOYl.-6." ]0U/t11a.l 06 Po.ü.;Ci.c.a.l Ec.ovlOmij,
'JoJ.. 83, 7975,
p,'O. 84 9- 85g•
(2) S.
FIGLEWSKI and P. (vACHTEL: "The. &olUnaJ:.ton o~ .tn.6fa.-:tiOi1MIj expec.ta.-
t-tOYl.-6",
Rev.tew 06 Ec.onorr..tc..6 ami S.ta...tL6-
:ti..c..6 .
- 65 -
tions
devrait être identique au processus qui produit réellement l'inf.l~-
tion observée. Par conséquent, toute preuve suggérant qu'une partie de l'in-
formation n'est pas pleinement utilisée devrait indiquer le rejet de l'hypo-
thèse de rationalité.
PES&~DO a testé cette version du test de rationalité en supposant que
llanticipation de l'infl~tion et l'inf13tion effective sont définies par le
passé
historique du taux d'inflation observé. Mathématiquement, cette int~r-
prétation de la rationalité est .exprimée par le syst~me de deux équations
suivantes
n
p*
I:
B. p* . + ~lt
(2.4)
t
J.
t-J.
J.
p*
(2.5)
t-1 t
L'efficience requiert que
G. = B~
pour tou t J. = 1 •••• n.
J.
J.
PESfu\\JO, CARLSON et ~ruLLINEAUX (1) ont testé directement lléfficience
des prévisions d'inflation des séries d'opinion de LIVINGSTON en estimant
:es équations (2.4) et (2.5) et en appliquant un f-test convention~el à la
soœJne du carré des résidus. PESANUO n'~ pas pu rejeter ce critère de ratio-
nalité à des niveaux de significativité standards et pour la période 1959-
f7j - PESANVÛ, 7975, op. c.i;t., pp. 849-858.
J.A. CARLSON: "A .o:tudlj 06 puc.e. 601le.C.M:t.", Anr..G1..ô 06 Ec.OI1om-éc./.J and
!.Joual me.a..6uJLe.me.n:t, 6 (Wà~UL 7977), pp. 27-56.
- D.J. MULLINEAUX : "On :tuûng 601l JLa.ûonoIU:.u : ano:the/L fOO!2 a:t :the.
LI VI NGSrm.J plUC.e. expc.c.;ta;é..{.oM doJ....a.", Jou/l.naJ 0~
Po.ü.:t-<..c.al Ec.onomu, 7978 ·vol 86 Vl.~ 2, pp. 329-336.
- 66 -
1969. Mais pou~ la m~me p~riode et avec une yers~o~ r~viscie des s~ries de,
LIVINGSTON, CARLSON a trouvé que les pr~visions ne satisfont pas au critère
dl efficience.
Par ailleurs, MULLINEAUX ct d~montré que les termes aléatoires esti-
més par PESA~IDO et CARLSON ne sont pas homogènes et par ~ons~quent le ;.
f-test utilis~ par les deux auteurs est inapproprié. Il. a.proj)osé un autre test
fonàé sur
une regression de l'erreur de pr~vision sur les taux d'inflation
obscrv~s, soit
n
=
+
l:
b. P* .
o
+
C,.
(2.6)
l
t-l
L.
l
o~, par rapport aux ~quations (2.4) et (2.5), Et
)Jlt
)J 2t .
Pr~cisons que l'erreur de prévision est re?ress~e sur les taux d'in-
f1ation pass~s ou connus au moment où la pr~vision est réalisée.
corre10C'
L'hypothèse de neutralit~ nécessite que l'erreur de pr~vision ne soit/
à aucune autre information disponible. Autrement dit, toute l'information
utiliséo
conte~ue dans les taux d'inflation observ~s doit être pleinement/rians la for-
~ation des anticipations. Dans ce cas, l'hypothèse de ~eutraJité im~lique
hO = 0 et b
= 0 quel que soit i = 1 ... n. En plus, le critère d'efficience
i
requiert une absence d'autocorré1ation des résidus, c'est-à-dire que la cova-
rlance (c~ , c.) = 0 pour t z i.
L.
l
Avec la version CARLSON des séries de LIVINr.STON, MULLINEAUX n'a pas
pu rejeter, pour la p~riode d'observation 1959-1969, Je crit~re d'efficience.
- 67 -
Douglas K. PEA.'"ZCE (1) , en employant les séries de CARLSON et une
autre procédure pFee~daFe pour le test d'efficience, aboutit à la conclusiG~
que les répondants au sondage n'utilisent pas efficacement l'informa~ion
véhiculée par les taux d'inflation passés dans la formation des anticina~'
tions.
En conclusion, il apparait clairement que la qualité du test de ratio-
nalité dépend de la procédure d'estimation utilisée, de la nature àes séries
périocil?
et enfin de la 1d'estimation : ce sont des remarques, déterminant les tests
de rationalité, que nous examinerons dans la sous-section suivante.
Il s'agit de Inontrer que la nature des séries, la procédure J'estima-
tion et la période d'estimation jouent un rôle impo~tant dans les conclusions
des différentes études exposées dans la première sous-section (2)
PA~~G~\\PHZ l - LA ~ATURE DES SERIES
Chaque décembre, LIVINGSTON publie des n1veaux anticipés d'un ensemble
,
6'indicateurs économiques dont l'indice des prix à la consornm&tion
les pre-
visions conce~nent les mois de JU1n et décembre de l'année suivante. En
~u~n
il présente les
prévisions pour décembre et le mOlS de JU1n suivant.
(7) VouglM K. PEARCE
"Compa/ul1g ~UltvelJ and iLcJ"..--éOYlaJ. me.MUIt~ c ~ e.xpec.te.d
-tn6lation", JOUltnaJ. Où Mone.y, CltecL.U: av.d BaYllû.l1.g,
vol. 11,.nf!. 4, nov. 1979.
(2) U ~'ag,u YlO.:Lamme.nt d~ étudUl de PESANDO (7975), de MULLINEAUX (7978).
de. 'O.K. PEARCE (7979], de JACOBS and JONES (1980) et de CARLsmJ (J97ï)·.
",
- 68 -
Les résu~tats des sondages sont habituellemeDt collectés :e ~OlS
précédent leur publication. Il faut souligner que l'observatic~ disponibJe,
la plus récente au mo~ent de la prévision, date de deux mOlS.
Quand l'indice des prix à la consommation change entre la date du
sondage et la date de publication des résultats, LIVINGSTON a.iuste les pré-
vlslons moyennes dans le but de rendre compte de la nouvelle information.
Beaucoup de chercheurs emploient ces niveaGx ajustés pour calculer
des taux d'inflation de six et douze mois. Cette procédure n'est valable que
Sl les ajustements réflètent exactement et logiquement l'effet de la nouvel-
le info~Dation sur les prévisions
ce qUl n'est pas évident selon CARLSON
pU~S JACOBS et JONES (1) •
Ils soutiennent que le passage de nlveau d'indices en taux d'inflation
nécessite une hypothèse sur le niveau d'indices au moment du sondage. En
YQ p::>cJ-Ie,:r
effet, les sondés doivent probablement se mémJri~~~ de l'indice d'avril
quand ils sont sondés en juin et celui d'octobre s'ils le sont en décembre.
En considérant ces mOlS comme période de base, CARI,SON calcule des prévisions
moyennes sur 8 et 14 mois d'horizon. Avec une argumentation similaire, JACOnS
ct JONES considèrent plutôt des taux d'inflation sur des horizons de 7 et 13
mOlS.
Parallèlement à LIVINGSTON, PEARCE a proposé dans son
étude une pro-
cédure de calcul de données rationnelles basée sur la technique de construc-
tion
de séries temporelles de BOX et JENKINS (2)
. Il s'agit d'abord de
(j)
R. L. JACOBS aYld R.A. JONES
"Plt-i.ce. e.xpe.e.-tatioY'v~ iYl the. W~ITEV STATES"
AmeJUcaYl ECOl'lOm.z.c. Re.v,(e.J..IJ, june. 1980,
pp. 269-277.
(2) G.E.P. BOX an.d G.M. JENKINS
"T-<me. ~e.Jt-i.eJ.J a.l1af.tj~~,
iÎO!Le.c.Mting a.nd CO)1-
:tJtot", SaYl FJta.Ylwco, t-IoP.de.n fJalj, 1970.
- 69 -
modeler les séries sur une base donnée, soit de janvier 1947 à avriJ
1QS9.
Sur cette période de base, l'auteur prévoit les indices de prlX à la consom-
mation de décembre 1959 et de juin 1960 ; ces prévisions sont calculées par
la relation ci-dessous :
2 P
1
o a
1
(2.7)
t-
t -
où
Pt
mesure l'indice des prix à la consommation au mOlS t,
a
est un terme aléatoire avec E -
(a ) = 0,
t
t 1
t
o Sl
S
~ 0,
0 2
Sl
S = O.
a
Les valeurs estimées de 8 variant entre 0,71 et 0,76, il 'l'Y a pas èe
ralson que la relation change dans le temps.
Après aVOlr calculé la première palre des indices de prix, SlX données
supplémentaires sont ajoutées à celles de la période de hase, je modèle est
réestimé et une autre paire de prévisions calculées. La procédure est répétée
jusqu'à ce que la dernière prévision soit effectuée.
La périodicité et les horizons des prévisions de PEARCE sont les mêmes
que ceux des données par sondage de CArLSON. En plus, elles sont toutes
basées sur l'information que les sondés sont ;ensés posséder au moment des
prévisions.
En définitive, les séries testées se répartissent en deux groupes
les deux versions des données par sondage de T.IVIN~STON et les données
rationnelles construites par
D.K. PEARCE.
-
70 -
PAP,..ACRAPHE =1 -
J"ES PROCEDURES D' ESrD-1ATION
Ddns les tests de rationalité, les auteurs ont souvent adopté 1a pro-
cédure de CHOW (1), la statistique de BARTtETT (2) pour tester l'homogén6it6
de var~ance qui est une condition importante de l'hypothèse de rationalité
et enfin la procédure de décomposition de l'erreur moyenne.
1 - La procédure de CHOW
Avec deux vers~ons différentes des données par sondage, PESANnO
et CARLSON, tout en utilisant la même procédure de test, celle de CHOP, ont
abouti à Qes résultats contradictoires.
Le test portait sur les trois équations suivantes
p,'(
13
p*
+ 8
p*
+
+ 13
P'"
+ )J
(2.8)
t
1
t-l
2
t-2
n
t-n
1t
, p:/c
S' pi<
+ S' p*
+
+ SI p*
+ jJZt
(2.9)
t- i t
1
t-l
2
t-2
n
t-n
. Pi'':
= Sil
t-~ t
1 (t-/~-l ) + Sil p*
+ •••• + Sil p*
+
2
t-2
n
t-n
).J3t
(Z.10)
où Pt mesure le taux d'inflation,
p* et
p* mesurent le~taux anticipés respectivement en t-l
t-l t
t-2 t
et
t-2 pour la période présente,
les ).Js sont des termes aléatoires aux propriétés usuelles.
( 7)
POuA ic..o dé.t~ tec..hiUqu.eJ.l .éuA .ta ]JJr..oc..édwu?_ di?.. CHO(i) , nOM ptUOI"v6 le
.tec..:teLUL de. c..OrMuLtVl. .t'o.!I.-tA..c..1e di?.. .e.'au.teuJt -<-V'..:tduPé : "Te--.'Jt...6 of c..qu..aP;";"'·y
be:tweeYl.éW 06 c..oe6Muent...6 -<-Yl n'Jo f.A.YleaJt Jr..i?..gJr..eJ.l.6-<-OrM", Ec..ol1GmuJuca 25,
jullj j 960 , pp. 597 -605.
[21 C6. D.J. ~iULL1NEAUX, 7978 op. cJ..;t., pp. 331-332.
- 71 -
L'hypoth~se de neutralité implique le test de B. = B~ = B~. Le
~
l.
J..
test de CHOW, ayant servi à vérifier cette hypothèse, requiert que
les
termes stochastiques des équations estimées suivent une loi normale.Ce qui
n'est pas évident avec un test de CHOW : en effet, l'erreur dans l'équation
(2.8) comprend une part déterministe aussi bien qu'aléatoire. Si l'on p~évoit
seulement le terme autonome, la variance des erreurs de (2.9) e~ de (2.10) ~e-
vrn±ent être plus petit~ que celle de (2.8). En vérité, les variances aléa-
toires de (2.9) et (2.10) peuvent être différentes. Il se pose alors le pro-
bième d'homogénéité auquel PESANDO accorde peu d'importance, àans la mesure
.'
JI
où les f-values sont assez élevées et qu'il n'existe donc aucun risque
à 1 hétéroscédasticité dans l'équation avec la contrainte de neutralité.
Il s'avère donc primordiale, selon }rrJLLINEAUX (1), de tester
l'hoQogénéîté des variances.
2 - Test d'homogénéité des variances
L'hypothèse d'homogénéité peut être testée directement par le caJ-
cul de la statistique de BARTLETT. ElJe est définie par le ratio Ç.JL oi:\\ :
k
n.
k
~
Q
n Log (
L
sn
L
n. Log s~
(2.11)
n
~
~
~
~
=
~
=
k
k
1
(
_1)
L
1 +
L
avec n
E
n.
(2.12)
3 (i<-1)
.
n.
n
i
~
~
~
où k est le nombre d'échantillons indépenèants,
[ï) D. J. MULL1NEAUX,
7978 op. e.-U., pp. 329-335.
- 72 -
s~ est la var1ance du terme al~atoire calcul~e à partir de
1
l'~chantillon i avec n. degrés de libert&.
1
En supposant que les erreurs sont normalement et inéépendamment
distribu~es, Q/L suit une loi de X2 avec (k-l) degrés de liberté.
Avec les données de PESANDO et de CARLSON, HUT,LINEAUX a estimé sur
la période 1959-1969 les ~quations (2.8), (2.9) et (2.10) avec les contrain-
tes S. = S! et S! = S'.' ; puis il a calculé la statistique de BARTT.ETT (i)
1
1
1
1
pour chaque cas, soit :
TABLEAU N.2 2.1
--------------
Comparaison des résultats de PESANDO et de CARLSON
par la statistique de BARTLETT
~
r
s. = S~
S! = S'.'
1
1
1
1
données
PESANDO
0,13
32,70
CARLSON
15,67
12,53
1
source
jJ
HULLINEAUX. 1978 op. clt .• Pô "
Dans trois cas sur quatre, l'hypothèse de var1ance homogène est
à rejete~ (2) . La quatrième situation correspond au cas où PESA~~O n'a pas
pu rejeter l'hypothèse de prévision efficiente. Selon l'auteur, cette situa-'
tion n'est pas du tout surprenant dans la mesure où le test de CBOW est bas6
sur une cowparaison de la somme du carré des résidus. Ce qui pose un problpme
( 1) I.e 6au;t JtemaJtquV'~ que. la .6.:t.o..tMtique. de. BART LUT pVUl1U d' app:l.éci.Vi.. IWh-
male.me.r...t lM c.one..-eu..o.ioit.6 auxque..U.M .6ont pa./1.ve.nUM fe...6 de.u.x cw.te.uJw. PlLé-
wo ï1,;~ qu.e. lM val~ c.JU;û.quM de.
XZ POWI. 70 de. iJ.b Vtté e.-t. à. 5 % Ou.
1 % de. f.>.igrU6.ic.a..:tJ..v.ité .6ont Jtc..ôpec.tiveme.n,{: de. 3,84i ou 6,635.
(2 j POWI. c.ha.que rUveau.. de. .6.igrU6.ic.a..:tJ..v.ité, il e...ot J:éc.e...o.6a,Uz.e Due fa vcJ'euJ1.
c.alc.u.D~e de la .6.ta..:t.J...otique de. BARTLETT .6o.it .in6éJUe.U/L(? à. iâlttllique. de
Xl
C.OI[/'..e...o po ndante..
- 73 -
d'interprétation: est-ce que les variances des termes aléatoires diff~rent
parce que les structures du modèle diffèrent ou bien les vra~es var~ances
sont différentes.
Devant cette ambiguité des résultats, MULLINEAUX a proposé une
estimation par les moindres carrés ordinaires. L'équation estimée relie
l'erreur de prévision à la chronique de l'inflation (1)
.
Pour le test d'efficience, les résultats sont contraires à ceux
obtenus avec le test de CHOW : on ne peut pas rejeter l'hypothèse d'effici-
ence avec les données de CARLSON même au niveau 0,25 ; par contre elle nIes::
pas vérifiée pour les séries de PESfu\\~O.
En ce qui concerne le test de consistence, les deux versions de
données vérifient l'hypothèse
ce qui infirme les résultats obtenus avec
le test de CHOW. Dans la mesure o~ la statistique de DURBIN ne révèle pas
l'existence d'autocorrélation des résidus pour les données de CARLSON, elles
sont donc seules rationnelles puisque les agents économiques utilisent de
façon efficace et logique l'information disponible.
J - Décomposition de l'erreur moyenne estimée
Il s'agit d'apprécier la rationalité par la décomposition (2) de
l'erreur moyenne estimée, soit
où MSE mesure l'erreur moyenne estimée,
(1)
Ii!.J 1aga de. .ta .6péu.6iea.ti.oYl de. MEI5ELMAN V. : "The. ;tVtme. ,:dJwc.:tu/te. of
intUce..6:t" , EYlg.te.wood Cüéé.6, N.]. : Plte.M).c.e.-Ha11, 196'2.
['2) Cé. H. THEIL: "Appüe.d e.C.OYlonU.c. éOlte.C.M:c-<"Ylg", NoJt:th Hof.iaYlr1, Am.6:teJr.dam.
- 74 -
Jill mesure l'erreur de tendance cent~ale ou la proportion de
biais,
Ur mesure l'erreur de regression,
d
,
.
et U
l erreur de covar~3nce
Ces coefficients sont formalisés en ces termes
cI -
(S
-
R
)2
X)2
f
Sx
(1-R2)S2
et
HSE
MSE
MSE
x
où f et S~ mesurent la moyenne et l'écart-type des prévisions,
...
x et S
mesurent la moyenne et l'écart-type des séries ohser-
x
vées,
et R le coefficient de corrélation entre f et x.
m
d
Les prévisions sont rationnelles si U
et Ur tendent vers 0 et U
vers 1 (1) : ce qui permet de juger du degré de rationalité des séries.
En définitive, si le test de CHOW conduit à une ambiguïté d'inter-
prétation des résultats, il est nécessaire de le compléter par U~ tQst d'ho-
mogénéïté de varia~ce. Mais à la place du test de CHOW, on peut procéder à
une estimation par les moindres carrés ordinaires. Enfi~ tout test cie ratio-
nalité qui est fondé sur l'étude de l'erreur de prévision doit être appuyé
par un examen structurel de l'erreur moyenne.
PARAGRAPHE III - PERIODES D'ESTIMATION
tes tests Ge l 'hypothèse de PESANno étaient réalisés SUi" deux pério-
(;) CO, C.lV.J. CLIVE and Paul. NE(VBOLD
" F0It ec. a/.) -t{.i19 Ec.o VI 0 m.z. c. .tUli e. M!.JU e./J "
Ne.w- Yoltf2. : Ac.ade.mù PJi.(?h~ 19ï7.
- 75 -
des: 1959-1969 et 1962-1969. Bien que les données de LIVIN~STCN soient dis-
pOùioles depuis 1946, ces périodes étaient choisies parce ~ue r,=BS~N 8~
TURNOVSKY (1) estiment qu'une rupture structurelle, dans 1a précision e~
l'impact des anticipations de prix par sondage, s'était produite aux envi-
rons de 1959. Pour les deux auteurs, ces périodes sont censé~ refléter plus
les critères de rationalité.
Mais D.K. PEARCE (2) a construit rationnellement ses séries sur la
base des données observées
de la période 1947-1959. Il convient de préciser
~ue la rupture
structurelle, dans la précision et l'impact oes séries, ne
concerne que les données par sondage de LIVINGSTON. Ce ÇUl , ~ ~rlJr:, ~e
jette aucun
doutc sur la valeur rationnelle des séries construi~es par
llauteur.
Le problème majeur auquel est confront~ la théorie des anticipations
est la détermination es~=ia=déterminrition de la variable endogène. Nous
venons ainsi d'exposer les différentes techniques de mesure de l'inflation
anticipée, mesure répondant aux critères de rationalité.
Daùs l'impossibilité matérielle de mettre en
équation l'ensemble des
informations utiles à la prévision rationnelle de l'inflation, la variable
anticipée est supposée dépendre de son passé historique ; mais par ~~
(7) - W.E. GIBSON, 7972 op. cit., pp. 854-865.
S. TURNOVSKY
"Emp.{JUc.a..t e.vide.nc.e. 0 n the. 6O/l.nlCLÛO n 06 p1u..c.e. e.x;:JC'.c..:ta-
ûono", JouJtnai 06 the. Amvu..c.an S.:t..a.:t-<.J.,Uc.c..l
Af.JMua.:t..i.on
n~ 65, dec.. 1970, pp. 7441-1454.
(2) Van6 .60n aJt,Üc1.e inillu.1.é "CompaJU-ng f:>uJtvey and rca.tiOJ1M mc.MuAU of.,
C'.xpe.c.:t.ed i n6.f.atiol'l" , 7979 op. c.it., PEARCE a plLopoMi UYlC'. tec.fliuqu.e. de
.0 éJU..M ~2.mpo!te1.1M
bM ée..6 .6u.Jt c.elle. de. BOX C'.t JE,iJKT NS.
-
76 -
oppositicù ~ la technique extrnpolative tradition~clle, to~te prévision est
nutomatiçuement révisée compte tenu de l'information courante. Dans ces con-
ditions, on peut prétendre que l'endogénéîsation des anticipations est deve-
nue complète.
La finalité de notre étude est en partie l'examen de l'impact de l'in-
flation sur les taux d'intérêt. Si cet effet peut advenir consécutivement à
une croissance monétaire soutenue, il serait interessant de précises dans 13
section suivant~ la rationalité de la masse monétaire anticipée dans le but
d'élargir l'approche initiale de I. FISHER.
-
77 -
SEC T ION
III
TEST DE RATIONALITE
SUR LA
~~SSE MONETAIRE ANTICIPEE
***
Si les individus ne disposent pas de toute l'information d'un modèle
mathématique, la rationalité se réduirait au cas où les prévisions optimales
réflètent l'information disponible. Ainsi, selon GROSSMAN (1) , il existe
deux propriétés sine qua non satisfaisant la rationalité (2) de la masse
monétaire anticipée
- absence de biais,
efficience définie dans le sens oll le modèle incorro~e toute l'in-
formation disponible.
SOUS-SECTION l - TEST D'ABSENCE DE BIAIS
Le test est fait avec des données hebdomadaires d'opinion puhliées
tous les mardis et jeudis par le "Moncy Market Services Inc." (1)
.
Un test standard d'absence de biais serait la regression rlu taux
effectif hebdomadaire m* sur le taux hebdomadaire anticipé m*
soit :
t
t'
a
+
+
)Jt
(2.13)
(1) Jac.ob GROSSMAN
"The lta;Uono.LU:'tj 06 money .6UppPy expec.ta.;t.-taJU 0.11(1 ;the
.6 holt.t Itw'! Ite..s po Yl.6 e a 6 Ù'vtelte..st ta ma nucv'tl{ IJUltPWe..s Il
J.M.C.B vol. 13, 4 nov. 1981, pp. 409-424.
(2) Remo.ltquoY'...6
qlLe. c.e..s te..s;u .6U1t .la Ito.ü.ona/A.-té. ne .6ont pM .6pr.cif.i..que. à la
mCvHe moYlé..ta»:.e.. r.û peuve.nt Wte uWMé..6 pOUlt n'-i..mpolt.te queJ.Pe. aufJte. M;lUe.
- 78 -
o~ ~t est un terme al~atoire aléatoire de moyenne n~llc et n ~ exhio;I;"lt
a~cun signe d'autocorrélation.
Les conditions inciispensdbles pour une prévision sans "laiS sont que
- le terme constant dans l'équntion (2.13) soit nul,
- le coefficient angulaire b soit sensiblement égal à l'unitQ,
- le terme aléatoire ne soit corre lé à aucune information ou combinai-
son linéaire d'information liée à l'anticipation.
La procédure d'estimation utilisée est celle des moindres carrés ordi-
nalres et la p~riode d'observation s'étend du 21/09/1977 au 26/09/1979. T,es
coefficients directeurs estimés pour mardi et jeudi sont respectivement de
const:mts
1,18 et 1,14 et les termes/sont compris entre -1 et O. L'hypothèse (a,h) =
(0, î)
est acceptable au seuil 1 7. de significativit~ : en conséauence l'omis-
Sion du biais ne peut affecter siRnificativement la précision de l'cstima-
tion. On peut alors écrire :
- 0,469
+
1,14 m~
(2.14)
où m* mesure la prévision linéairement corrig~e du jeudi,
t
et m* sa valeur observée.
t
Dans l'ensemble les résultats empiriques sont significatifs (1)
: l~
D-W et l'erreur moyenne décomposée (2) révèlent une absence d'autocorréln-
tion des résidus.
c.omme. .t12.-6 :taux d' ,(.nolation.
(1 ) POu.A le.. dé.tcUi. dl2.-6 Jté!.lu,Ua..-U e.mpvuqu.eA co. J. GROSSMM-J,
79 SI op. cU.,
pp. 410-475.
(2) Se.tOi'l GRANCER. e;t NE(VBOLV, leA pltévü.<.o/1..6 !.lOYl-t .MM b-Z.cvW fi'<'le,~ coe~M
ue..yt,U de' pILopolttion de. b'<'w (Lr) et de pJtopolttiOI1 d J VI./teuA du.e à Po..
- 79 -
SOUS-SECTION II - TEST D'EFFICIENCE
Il s'agit tout d'abord de démontrer l'orthogonaiité des erreurs à
l'information disponible et, dans un second paragraphe intitulé
"Critères
d'efficience relative", étudier les parts respectives d'informations extra-
polative et autonome d'une anticipation rationnelle.
PA~\\GRAPHE l - TEST D'ORTHOGONALITE DES ERREURS A L'INFORMATION DISPONIBLE
La seconde propriété des anticipations rationnelles est qu'elles véhi-
culent efficacement toute l'information disponible. Dans cc cas, toute in for-
mation pleinement utilisée ne devrait pas être correlée aux erreurs associées
(1
tc-:ster
à l'hypoti1èse de rationalité. Ici le test d'efficience consiste/l'orthogona-
lité des erreurs de prévision ex-post à chaque e~semble d'informations co~-
respondant. Cela revient à estimer:
a
+
+
JJ
(2.15)
t
et tester ensuite
E ('ût/lit-') = 0 pour i = , ... n
(2.16)
où m* et -* sont les taux de croissance observé
t
m
et anticipé de la
t
masse monétaire,
a et b des paramètres,
I
-
est l'ensemble d'information i disponible en t-1.
it 1
~es informations se limitent ici
à celles ayant fréquemmc~t scrVl à
J1;e.gJte..6~.{.OYi [JC) âont .oeYL6ibleme.nt égaux à zvw et te. c.oe.6Mue.nt de. .e'VtJt~L
de c.ovar~anc.e (U ) égal à l'unité.
- 80 -
prévoir l'offre de monnale. Pour les anticipations du mardi, il s'agit:
- d'information véhiculée par les valeurs passées du taux de crOlssan-
ce hebdomadaire de Ml,
- d'informations libérées chaque jeudi suivant J.'arrêt hehdomadaire
du bilan des banques et qui sont directement rarrort2es ~ûx variations de ~Î
annoncées une semaine plus tard, soient
la base monétaire, ies demandes de
dépôts
des "N.Y.C. Banks" (1) çtc ... (2)
,
- d'autres informations générales pouvant contribuer à prévoir m~, par
exemple les variations hebdomadaires moyennes du taux des fonds fédéraux et
de prêts commerciaux.
Sur toute la période d'observation, l'estimation de (2.15) a donné le
résultat suivant
m*
=
- 0,517
+
l , 179 m*
+
(2.17)
t
t
L'erreur estimée est ensuite regressée (3) sur les ensembles cl T infor-
mations enumérés ci-dessus :
s
~t
+
l:
a ..
avec l = 1 ••• n et .1
O ••• s
(7..18)
lJ
j
a
L'équation (2.18) est estimée pour chaaue catégorie d'informations
avec des valeurs présentes et retardées (s = 4) . Les résultats résumés d~ns
( i j If.. ~'ag-i;t de-o Il Ne.w- YOJr.h C-i;tlj Ban/~~".
L' au.te.U!l. a Jr.e:tenu 1 M.<Â. .rI' -tYl ~ oltma-
tion ~U!l .ta totaJ..,Ué de-o banque-o, M-i;t c.eife d'un éc.hanWJOl'l lte.pJLéi.M_~-ta..t--t~
delJ 10 p.tM gJéG..Ylde-o banque-6.
(2) C6. J. GROSStJ.AN, 1987 op. c.-<..:t., p. 414.
(3) CU..te. Jr.e.9/L0<.\\/.l-tOYl pvune:t d'anlljMA .t'autoc.oJL!tc-f~oYl de. .?'VUé'2.U)L c.aJcuN.e
aux -<-nQo/ur:ation!.J cü.6pon-<.b.te..6.
- 81 -
~c tnbleau (2.2) montrent que les "f-statistics" sont peu c1iUérents c1e
zé~o : par conséquent nous pouvons prétendre que les anticipntions ùu marrli
utilisent efficacement l'information disponible.
TABLEAU N2. 2.2
"F-statistics" de l'hypothèse d'orthogonalité
1
Info-.:mations
"F-s ta t is tics "1
Ml retardées
1 ,40
Base monétaire
1 , 1 1
Dépôts auprès des "NYC Banks"
1 ,09
Dépôts auprès de 10 "NYC Banks"
1 , 50
Taux de fonds fédéraux
1, 40
Prêts commerciaux
0,74
sou rce
GROSSMAN, 1981 op. cit.)
p. 414.
Mais en estimant l'équation (2.18) avec la variable de dépôts auprès
des banques, information libérée le mercredi suivant la prévision du mnrdi
et avant la prévision du jeudi, on remarque que cette information n 1 est pas
efficacement utilisée par les anticipations du mardi; autrement dit, l'esti-
mation donne une valeur du coefficient de la variable courant~ sign~ficative-
ment différent de zéro, alors que les valeurs retnrdées seraient quasiment
nulles. Le résultat obtenu est :
=
0,0028
+
0,13 D*
(2.19)
(0,011)
(2,71)'~~
D-W = 1,89
M :t é.JlM qu e.J.J
** PILéuiJOM que. le. t-J.Jtude.nt a.ve.c. deux a~.t~..u:;f e.J.Jt J.JJ..grU.Mc.ati~ au J.Jc.u,u 7 *
- 82 -
où D* mesure la demande ajustée des dépôts auprès des banques.
t
Pour le F-test des valeurs retardées , le coefficient obtenu est
1M'\\e.
égal à 0,96 , ce qui représente/valeur interprétative insignifiante.
Par contre, cette informàtion influencerait beaucoup les anticipa-
tians du jeudi. En effet, la révision des anticipations de mardi à jeudi et
l'erreur de prévision du jeudi lui seraient orthogo:1ales. Pour le dernier
cas, les résultats suivent:
m*
- 0,468
+
1,14 m*
+
iJ
(2.20)
t
t
(- 2,72)**
(9,37)*t
)J~
0,018
+
0,089 D*
(2.21)
L.
t
(0,012)
(1 ,79)
D-W = 1,91
On remarque que le coefficient angulaire de D~ est négligeable, de
même que la valeur du F-test sur les coefficients présent et retardés qui est
égale à 1,29.
En définitive, les prévisions des mardi et jeudi sont efficaces, o~
l'efficacité est définie en termes d'orthogonalité de l'erreur à l'informa-
tian C:isponible.
P..\\RAGRAPHE II -
CRITERES D'EFFICIENCE RELATIVE
La littérature économique utilise souvent des anticipations cxtrapo-
- 83 -
latives engendrées par un processus autoregressif simple. Le modèle prévi-
sionnel du taux de croissance de la masse monétaire, proposé par Jacob
GROSSMAN (1) , est régi par le même processus:
L'équation est estimée sur la base de données chronologiques du
2/01/72 au 14/09/77. Les variables retardées m~-52 et m~-53 réflètent des
ajustements saisonniers. Le résultat obtenu est le suivant:
ffi~ = 0,31·
0,41 m~_1
0,19 m* 2
°
t -
, 13 m"t-3
(3,16)** (-6,44)**
(-2,9)**
(-2,12)
+
0,25 m~-52 -
0,22 m~-53
(2.23)
(3,77)**
(-3,22)
S.E.E.
1,37
D-W
1,97
0,20
F (5
235)
13,06
Pour avoir les prévisions du 21/09/77 au 29/09/83, il ne s'agit pas
d'adopter une procédure classique en se basant exclusivement sur l'équation
(2.23). Cette démarche conduirait à une inutilisation d'information disponi-
b ' CC>
•
.cl::
•
ce
qu~ est
contraire à l'hypothèse d'efficience.
La procédure adéquate (2) consiste à calculer avec l'équation (2.23)
(il J. GROSSMAN,
1~81 op. cLi., pp. 412-418.
(2J C'~t la mêm~ pnocédun~ u~é~ p~ O.K. PEARCE (1979) . L~ ~~~ d~
.ta péJUode de bMe .6ont mod~é~ pM la te.chiUque. d~ BOX e;t JElVn NS
( j 970)
•
- 84 -
la p~évision GU 21/09/77. Cette dernière est aloës ajoutée 3\\;X sé~ies de la
pé~iode de base. L'équation est réestimée sur la nouvelle période de base du
02/01/72 au 21/09/77 et
le résultat utilisé'pour calcu1e~ le taux anticipé
du 28/09/77. L'équation (2.22) est encore réestimée sur la période du
02/0i/72 au 28/09/77 et la troisième prévision calculée. Le processus est
répété jusqu'à ce que l'on atteigne le.'dernier taux anticipé de l'échantil-
Ion, soit celle du 29/09/83. Nous appelerons m* ces taux anticipés.
x
Pour que les séries d'opinions soient rationnelles, il faut que
- l'erreur moyenne relative soit inférieure à l'unité, c'est-à-dire
(2.24)
E(m* - m*)2
x
Ce ratio calculé étant égal à 0,729, l'hypothèse d'efficience est
vérifiée.
- ~es coefficients de corrélation partielle R *
et R
m , ill*.m*
m*, m*.rn*
x
x
(1)
soient respectivement supérieur à zéro et nul. Le premier est le coefficient
de corrélation partielle entre m* et m* avec m* fixé et le second mesure le
;~
x
coefficient de corrélation partielle entre m* et m* avec m* donné. Si ces
x
coefficients de corrélation vérifient les conditions ci-dessus définies, on
peut en conclure que la variable anticipée utilise toute l'information extra-
( Î)
Ce. -te.ht d' e.6 Mue.nc.e e.h-t .6-<-nUla.Â.Jte. à c.e1.td. u..w..<.-6 é pM PESAMVO U 975)
et MULLHJEAUX (797&) : il.6'agU de. "hypo-thèJ.Je de. ne.u..tJw.Jdé c.oj1d~aiî.t
Mu..ven-t à de.fJ plLobtème.fJ d' hUéJw.6c.édaJ.Jüu-té et qtU. e.fJ:t e.xp0.6 é dal1.6 fa
cie.u..uème .6e.c.üon de. c.e. c.hapUlLe.. Benjam).n M. FRIEDMAN e.n cü.6c.u..:te. éqafe.me.l1..t
daM .6OVl aJ'..:U.c..te ù~ê. "SuJLVe.lj Ev-<-de.!1c.e. on .:the. 'Jta..t<.OYlaJ-Ltij' o( .:tile. -<-11.:te.-
JL~6J:. lLaJ:.e.fJ e.xpec.J.:a..:û.oM", NaÜOYlM BUAeau 06 Ec.oYlom).c. Re..oe.a!Lc.l1, ('.I0it/unS PapVt
11~ 267, ju.1.y 1978. L'oJtÜc..te. e..o-t pu..bUé e.n 1980 daM ]OuJU1aJ o~ !.{onc..:tMlj
Ec.oi1Otr.,(c.!.l 6) pp. 153-766.
- 85 -
polative et en plus véhicule des informations no~ extrapolatives, crest-à-
dire autonomes
Les résultats obtenus par l'auteur sont respectivement 0,57 et O. Ils
peuvent être également calculés par l'estimation de l'équation (2.25)
m*
+
+
a
ifl*
(2.25)
t
2
xt
m~ es~ efficiente si al > 0 et a
= 0
2
Si la variable anticipée utiliseHE à la fois des informations extra-
polatives et autonomes, il est nécessaire de savoir les proportions.
Sur la base de l'hypothèse d'orthogonalité nous pouvons écrir.e
R2*
(2.26)
- J . .
+
R"
m , m"
m*
l
,
jJ
X
R2m* fii*
' x
Les ratios
et
- - - - - servent fi mesurer les cO:itrihutions
R2* _*
R2* _.
m ,m
m ,m~
respectives des deux composantes du taux de cro~ssance anticipé àe la masse
monétaire.
En définitive,
les résultats montrent que les anticipations par son-
dage du jeudi sont plus efficaces. Les proportions des informations extrapo-
latives et autonomes sont respectivement de 45 % et 55 %. Ces résultats
infirment les précédents (1) concernant l'inflation par sondage, selon les-
(1)
L' aL~te.wc. 6W aLe.u...6ion aux c.oYlc.lu.oionJ.:. deA ltec.fll!.Jtc.heA eYl:tJte.pfl.MCA pM
PESA,\\JDO (7975) , D.K. PEARCE (1979) et B. FRIEDMAN (1978 ou 19(0) • Ce.
dvm[1!.Jt C<. u~é. du Mvuu de :taux d'in:téAê.:t pM ~oY1dage. de. GOLfJS,~IITf{
NAGAN.
- 86 -
quels les séries chronologiques calculées véhiculent plus d'informations
disponibles que les anticipations par sondage.
Ce second chapitre nous a permis de définir et d'exposer Jes diffp.ren-
tes techniques de mesure d'une variable anticipée rationnellement.
La spécifica~ion du modèle des anticipations rationnelles suppose ~uc
les agen~s économiques intègrent l'ensemble des informations (1) oui concau-
rent à la détermination du phénomène étudié -ici l'inflation ou l~ masse
monétaire. Cette version de l'hypothèse de rationalité, qualifié~ c:e forte,
s'avère ir,lpossible à réaliser dans la pratique. Les nouveaux économistes
classiques ont alors adopté une variante faible qu~ consiste en l'utilisation
efficace de l'information disponible.
Par opposition aux anticipations autoregressives qui suivent un pro-
cessus déterministe, les anticipations rationnelles sont fondées sur un pro-
cessus stochastique o~ la minimisation de l'erreur liée à l'anticipation est
très importante.
La controverse sur la rationalité a porté d'abord sur les séries pûr
sondage. La nouvelle macroéconomie classique vérifie leur rationalité en étu-
diant, l'absence de biais par rapport aux séries observées et, leur effici-
ence dans le but de savoir s~ les agents économiques utilisent efficacement
l'information disponible.
Pour Jacob GROSSMAN (2) les anticipations d'opinion sont rationnelles
(i) Quel. que. /:,oJ..;t le. c.oû.t d'ac.qu.-U,ilion de R.'inn0tur;a-t<..OYl et /:,i elfe. e.-.~t pC!.l't-
tin ei1.:te, i.e. e.ot 1i..a-t<..6nnef. de. t' ob:tenili.. pOuA mieux pJtévoiA. C~. FEY~E and
PEARCE: "Ec.onomic.a11.y Rational Expec.tationI:J",J.P.E. 'june. 1976, 54,
pp. 499-522.
(2) J. GROSSMAN, 1931 op. ci:t•.
- 87 -
puisqu'elles véhiculent à la fois des informations extrapolatives et autono-
~cs : les premières concernent le passé historique de la variable anticipée,
tandis que les secon~ se rapportent à la période courante et sont suscepti-
bles d'influencer la variable expliquée dans le futur.
Mais CARLSON (1) prétendait que la révision des séries originales
d'opinion de LIVINGSTON n'est pas fondée; il construisit alors des taux
d'inflation sur la base des résultats bruts obtenus par l'auteur.
Enfin PESANDO et PEARCE (2) ont jugé irrationnelles
les données par
sondage et construit des séries rationnelles à partir de données chronologi-
gues. Or ces dernières, selon J. GROSSMfu~, n'utilisent que des informations
extrapolatives.
Nous synthétisons le débat sur la rationalité des séries d'opinion et
des séries "chronologiques" dans le tableau synoptique suivant :
TABLEAU N.2. 2.3
Résumé du débat sur les séries rationnelles
,
,
auteurs
*CARLSON
*PESANûO
*J. GROSSMAN
*F. MISHKIN
nature
*JACOB & JONES *PEARCE
des séries
*MULLINEAUX
*B. FRIEDMAN
"LIVINGSTON"
rationnelles=
irrationalité
SERIES
irra t ionne Iles irrationnelles extrapolatives due au modèle
f-------...,.
ationnelles si
+
des
\\., ,
marc .. es
D' OPIl\\ION
~onnées
au t O:lOme s
brutes
eUicients
SERIES
l 'l'ENPORELLES '
rationnelles
extrapolatives
Il s'agira, dans le troisième cha~itre, d'apprécier
l'impact des
séries rationnelles d'inflation ou de croissance monétaire sur les taux
d'intérêt.
1 \\
( , )
J.A. CARLSON (7CJ77) : "A .6tudtj o~ plÛC.e. 6o!r..e.c.oJ.,:{..", op. c.d ..
(2 ) - PESANDO {1975j : "A Ylote. on the. ltaüoYlaLi;ty ... ", op. w ..
- V.K. PEARCE (1979) : "CompaJUl1g .6u!r..ve.lj and lLatiOYlal ... ", op. c..U ..
CHA PIT R E
III
-*-*-*-*-*-*-*-*-*-*
CON S E QUE NeE S
DES
A N TIC l PAT ION S
RAT ION N E L LES
SUR
L A
D ETE R MIN A T ION
DES
TAU X D ' l N TER E T
*******
INTRODUCTION
Il s'agit d'étudier si l'introduction des anticipations rationnelles
dans les modèles autoreRressifs améliore les conclusions des étu~es antprieu-
res sur les déterminants des taux d'intérêt nominaux; mieux encore, pouvons-
nous proposer une meilleure interprétation de la relation de PIS~E~ en rem-
plaçant les anticipations autoregressives par des mesures rationnelies (1)
exposées dans le chapitre précédent? Pour répondre à cette question, nous
exposerons successivement
La réinterprétation de la relation de FISHER à la lumière des anti-
cipations rationnelles.
Anticipations rationnelles et structure par terme des taux d'intérêt
nomlnaux.
La constance du taux d'intérêt réel.
Ce dernier point est entendu comme le moyen adéquat de contourner
l'épineux problème que constitue la mesure d'une variahle d'anticipations
r.:ltionnelles.
(1) EdgaJt L. FEIGE et VougRcu K. PEARCE daYl.6 "fcoYlomù.a.PJlj Jta.tiOYlai e.xpecta-
tiO'M : ... Il 0tU:. déMn-i. la notioYl d' an.tA..upa.tioYL6 écoYlom-<'que.me.l1t l1.a.tiolï-
Yle.11.u qui "H. .6aue. e.Yl.bt.e. .eu notio'M d' ant-iupa.tioYL6 cwtOl1.e.ql1.u~-<.Ve..6 et
lla.tionYleLe.u. Selo yl le..6 au.:te.uJL6, fe-~ a,eJ e.nt;., é.c9;~gm-<'que..6 do-<'v"ent plLocédeJr..
à Uyl aJtbdJr..age. en.bLe. le..6 bénéMcu et fe.6 coût;.,' toute. -<'n~oJtmatiol1 add-<'-
tionne.11.e -<'nfupe.'Mable. à .fa pltév-<..6-<.on.
PltéworJ., que ce:t.:t.e. é:t.u.de. u t pub.eA.ée. da'M JOMnaf 06 PolilicaJ [conOlnl!,
1976 voL 84 n~ 3, pp. 499-522.
,.'
- 90 -
SEC T ION
l
LA REINTERPRETATION DE LA RELATION DE FISHER
A LA LillHERE
DES ANTICIPATIONS RATIONNELLES
***
Nous abordons ici la conception des nouveaux ~conomistes classiques
concernant l'impact d'une variable anticipée sur les taux d'intcir~t nominaux.
Ce qui nous conduit à examiner, dans le cadre des anticipations rationnelles,
les corrélations entre les taux d'intér~t et le
taux anticipé
d'inflation
ou de croissance de la masse monétaire.
~Q~~=~~gI~Q~_f - TAUX D'INTERET NOMINAUX, ANTICIPATIONS RATIONNELT,ES ET TA~X
D'INFLATION
La relation entre les taux d'int6r~t nominaux et le taux d'inflation
anticipé constitue le thème central de nombreux travaux empiriques récents
(1) . Toutefois, ces derniers nlont pas procédé à une étude comparative des
'1
effets des anticipations par sondage et des mesures rationnelles d'inflation
anticipée sur les taux dlintér~t nominaux.
PARAGRAPHE l - LE MODELE ESTIME
Considérons le mod~lc fishérien simple
( 1) Novu!.. pJr..eJrvÙVI. c.hapWr.e a out une mù e au poi.nt .6uJt f. eh p/unupaux Jr..t.6u.l-
tru de .ta ü:t:téAa:tuJte éc.oYlonu.que
- 91 -
RN
r
+
p*
(1)
0.1)
t
t
où RN
est le taux d'intérêt nominal,
t
r le taux d'intérêt réel,
et p* le taux d'inflation anticipé.
t
En fait, le modèle estimé est de la forme suivante
RN
=
+
+
0.2)
t
)Jt
Comparativement à l'équation (3.1)
, 8
= r
et
8
= ,. Si ~1= 1 dans
0
1
la relation de FISHER, il faut remarquer qu'il existe un déhat assez nourri
sur sa valeur théorique.
R. MUNDELL (2) démontre que l'inflation anticipée suscite la haisse du
taux d'intérêt réel par le biais de son
effet à :a hausse sur Jlé~argne. Si
cet effet se produit, 8, dans l'équation (3.2) capterait l:effet positif de
l'inflation anticipée sur le taux nominal et son effet nép.atif sur Je taux
réel. La somme de ces effets fait que les taux d'intérêt nominaux ne s'a.;us-
tent pas pleinement à l'inflation anticipée.
DARBY et FELDSTEIN (3) prétendent que 8
àoit excéder l'unité pour que
1
l'inflation anticipée soit neutre par rapport au taux de rendement net anti-
cipé.
(J)
Pké~on6 que cette v~~on de ta keJation d~ FISHER ~t une appkox~a
tion de .ta. Jtetation .<.rU,tia1.e, où..e.e tVtme k r; e..6t jugé. néflf.<.gea.ble.
D' autJte' paJl..t .e.e taux d' .<.n:tVtU Jtéet cv.d .6up~o.6é. COn..6.ta.i'L:t c.' ~:t-èi-CÜJte.
~ndépendan:t du taux d''<'n6f.ation antic'<'pé.
(2; ,~. MUNVELL : (TJtaduc.tion 6Jtança.-We. de 1.'M:t.<.c..fe de 1963 pub}'<'é. dal1.6 J.P.E.
!.lOU.6 le ti:tJte "Inôlatiol'l and ..trl...:LeJte..6t 1W.:te.!.l",
vof. 71, pp.
280-283) CJto.<.l.l.6ance et '<'nQ.e.aÜon, PaJÛ.6, Vunod, pp. 7&-27.
(3] L'hypothè.6e de VARBY et FELVSTEIN e.!.lt B1 = 1/1_T ' Où. T me..6Uke le taux
d'impôt .6uJt le Jtevenu.
-
92 -
En tout cas, c'est sur la base de l'hypothèse de FISHER que nous expo-
serons les résultats empiriques concernant l'estimation de l'équation (3.2) .
PARAGRAPHE II - LES RESULTATS EMPIRIQUES ET LEUR INTEPPRETATION
Les horizons de l'inflation anticipée étant égaux à 8 et 14 mois,
l'auteur a retenu des taux d'intérêt d'échéance correspondante
ce sont les
rendements sur bons du trésor à 3, 6 et 9-12 mois. Les séries Ge taux n'inté-
rêt utilisées correspondent aux moyennes journalières des premi2res semaines
de juin et de décembre. La période d'estimation s'étend de décembre 1959 à
décembre 1975.
résume
Le tableau n~ 3.1/les principaux résultats empiriques sur l'estimation
de l'équation (3.2) . Dans ce tableau les séries par sondage sont notées LS8
et LS14 et les données chronologiquement construites sont RER et REI4, où les
chiffres suivant les dénominations alphabétiques correspondent A la durée des
anticipations.
TABLEAU N~ 3. 1
--------------
Estimation du modèle de FISHER augmenté des A.R.
D<<<mh<t IQ~~[J<"...,mh<t IonS
E..aJ'«UIMIfl Mc..,,,rr
su
/(,
Jniant Raac
1-1'8
LSI.
Rn
MI.
Con~..
~
RNTBJ
0.65
2.92
0.73
0.45
0.64
(4.66)
(5.69)
0.66
2.83
0.76
0.42
0.62
(4.39)
(5.20)
0,48
2.82
0.63
0.63
0.56
(7.021
(7.79)
0,49
2.80
0.63
0.64
0.55
(7.15)
(7.84)
RtJTB6
0.64
3.16
0.72
0.46
0.64
(4.42)
(6.20)
0.65
3.05
0.75
0.44
0.62
(4.42)
(5.66)
0.46
3.09
0.65
0.61
0.54
(6.68)
(8.48)
0.47
3.07
0.65
0.62
0.54
(6.82)
'(8.53)
RNTlN--12
0.61
3.34
0.70
0.48
0.62
(4.71)
(7.07)
0.62
3.22
0.72
0.46
0.60
(4.57)
(6.50)
0.44
3.25
0.63
0.62
0.52
(6.75)
(9.48)
0.45
3.23
0.63
0.63
0.5i
(6.88)
(9.55)
source
O.K. PEARCE, 1979 op. ci t. , p. 45tj
- 93 -
La méthode d'estimation utilisée est celle du maXlmum de vraisemblance
(1)
. Dans toutes les figures d'estim~tion retenues, l'inflation anticipée
affecte les taux d'intérêt nominaux de manière significative. On remarque
que B, est partout inférieur à l'unité au seuil 5 % de significativité : ce
qui infirme l'hypothèse de DARBY et FELnSTEIN d'un surajustement des taux
d'intérêt nominaux à l'inflation anticipée et confirmant en conséquence celle
de plliNDELL-TOBIN (2)
Une comparaison des résultats obtenus révèle que les valeurs de 6 1i
et du SEE sont relativement faibles pour les estinlations retenant RE ... comme
vtiriable explicative.
DaÏls le but d'apprécier la contribution relative de chaque mesure
d'anticipation, les deux variables LS et RE furent introduites dans l'équa-
tion estimée. Les F-tests révèlent que l'introduction des séries RE augmente
significativement le pouvoir explicatif des modèles utilisant uni~uement les
avec
données LS et que l'inverse n'est pas vérifiée: par exemple (3),le rendement
des bons du trésor à 3 mois et RE8, l'équation estimée re~enant uniquement
LS8 devient
rlN
= 2,70
+
0,16 L58
+
0,39 RE8
(3.3)
I\\.i t
(6,73)
(0,88)
t
(3,56)
t
R2
= 0,62
D-W
1,76
SEE = 0,62
En conclusion, il apparait clairement que les séries d'opinion sont
(7)
L'aute.w~ a plté6éJLé. la pltoc.édUlte. d'e.J.Jwna.;t{.oJ1 du mau.mum de vJw..-We.mbRaJ1c.e
pMc.e qu.e. le.J.J mo..Lnd!te.J.J c.MIt é.6 oltd..[nwe.J.J c.o ndu,w e.J1t .0 ou veYlt à de.J.J p/to bn.-
me.J.J d'autoc.oItltUa.;t{.on de.I.J 1té.6..LdM. F.S. MISHKIN (7983)
..Ln "A Jta:t.{.OJ1aJ expec.-
:ta.:t.{.on.o appltoac.h to maCJl.oe.c.onomwu.e.-~", NBER, a aM.o..L u:tü!.A.J.., é c.e:t:te méthode.
(2) Pltée..[.oor~ que. c.ette hupothè.oe. n'e.J.Jt valable qu'en c.a.o d'e~~et-P7(,OU.
(3) V.K. PEARCE, 7979 op. c.<.t., p. 454.
- 94 -
plus
représentatives des anticipations du marché ci: au 1 indépendaim:1cnt c1es
séries construites à partir de données tcmporelles, ellcs exp1iaûent mieux ia
formation des taux d'intérêt nominaux.
SOUS-SECTION II - TAUX D' INTERET NO~INAUX , ANTICIPATIONS RP.TIONNET.LES ET
MASSE MONETAIRE
Il est bien connu dans l'analyse économi~ue, que toute hausse de la
masse monétaire entraîne une baisse immédiate du taux d'intérêt nominal nar
effet liquidité, et qu'à long terme avec l'accroissement du revenu il se nro-
duit des effets revenu et prix positifs pouvant neutraliser et excéc1er l'e f -
fet négatif initial. C'est dire que que l'effet VISHER n'est ~,llun cas narti-
particulier de relation entre taux d'intérêt et masse monétaire.
PARAGRAPHE l - LE MODELE ESTIME (1)
Il repose sur l'hypothèse que, sur les marchés efficients, les taux
d'intérêt devraient déjà incorporer la part anticipée de la masse monétaire
et que seule la composante non anticipée serait efficace.
Cette hypothèse peut être aisément testée par la regrcssion suivante
t:. RN
+
+
(J.4)
t
[1)
U
.6'ag~ du modUe pltopoJ.Jé pM SanôOltd Jac.ob GR.OSS~lAN : ';ïhe Jw..üonaJJ..ttr
Oô money .6Upp.f.y expec.tation.6 and the .6hoJt.t JtW1 Jte.6pon.6e o~ J..nteJte.6t Jtate.6
;La mone.:tMY J.Ju.Ji.pWe.6",
7987 op. cil .. F.S. MISHKIN (7983) a pltOp06(i. un
modUe c.ombJ..nant .te te.6t de JtationaJ.-Ué e.:t fa héac.tion du. .taux d' '<'ntéfté.t
nomJ..na.e. au .taux de CJt.o,w>~anc.e non antiupé de. fa mM.6e monétwte. Compte
tenu. de.J.J mau.vw Jtuu..f.;ta;a obtenu,~ e.:t Jtec.OJ1nw~ pM P' M:tewt, nOU6 aVOI1,fj
jugé bOI1 de. ne pM.te.6 exp0.6eJt. Tuoteôo,w, c.'evA un modèle appfwpJtJ..é aux
- 95 -
où !::. RN
est la variation du taux d'intérêt entre l'insta;1~ avant ct
t
celui après la publication de la masse monétaire,
m* mesure le taux de croissance anticipé de la masse monétaire,
t
ms* est la composante non anticipée de la masse monétaire : elle
t
est définie comme la différence entre le taux effectif et le
taux anticipé,
La théorie des anticipations rationnelles serait vérifiée s~ 8
est
2
nul et al différent de zéro.
L'effet de ms* sur!::. RN
devrait refléter, sous l'hypothèse des anti-
t
t
cipations rationnelles, la réaction du taux d'intérêt nominal à la publica-
tion de la masse monétaire
cet effet se mesure par la valeur algébrique ~u
?aramètre a •. Dans la mesure où la Banque Centrale ne dispose pas d'avantages
1
informatives sur le public, elle ne réagit à l'anno;1ce de la masse monétaire
qu'au même moment que ~ celui-ci. C'est cette possible réaction de la Bnn-
que Centrale
aux variations non anticipées de la masse monétaire qui décjen-
che les fluctuations du taux d'intér~t nominal.
Dans le but de mieux comprendre les résultats empiriques du modèle Cl-
dessus, il serait nécessaire d'exposer brièvement, dans le paragraphe suivant,
les grandes lignes du fonctionnement du marché monétaire aux U.S.A ..
r6B6gE6rH~_!~ - LES MECANISMES DE fONCTIONNEMENT DU ~~RCHE MONETAIRE AUX
ETATS-UNIS
Il s'agit d'exposer les procédures opérationnelles de la politique
monétaire durant la période d'estimation.
;t(J:;-U e.mpVI.,tqUe.6 .6U/t .ta. .6:Otuc.:t.Wte pM tVUne de..6 taux. d' -i.nt.0tU et p 1 e.~ Mc.a.c.-i.-
:té de. .ta po.ü;U.que. moné:t.a.Vte.. NOM .te/.) e.xpO.6Vtonô danô c.e..6 c.adJLe.6 pMi.c..w.
- 96 -
Les di~ectives (1) données par le Comité Fédéral d10pcn Market (FOMC)
sont fondamentalement les mêmes que sur la période allant du 21/09/1977 au
26/09/1979. Après chaque rencontre mensuelle, le FOMC autorisait l'élevation
ou la baisse
du taux des fonds fédéraux dans une marge de tolérance de 1/2 7.,
chaque fois que les taux de croissance monétaire pour une période de deux
mois, finissant le mois après la réunion du FOMC, semblaient égaler ou excé-
der les marges fixées pour M1 et M2. Le FOMC indiquait auss~ comment le mana-
ger devrait varier cet objecti~ si l'arrivée de nouvelles informations provo-
que la révision des projections de la masse monétaire. Ceci était fait en
spécifiant, soit :
- une directive "agrégats" qu~ appelait à une réponse aux deviations
significatives,des 1/2 % à leur marge bimensuelle,
- une directive "open-market" appelant il l:ne réaction seulement si Ia
croissance projetée s'approche de près ou se déplace au-delà des limites supé-
rieure ou inférieure spécifiées pour Ml et M2.
La résultante est qu'une directive "agrégat" accroit la probLlbilité que
le taux des fonds fédéraux soit plus petit tant que la croissance monétaire
, i
"
est plus élevée que prévue. Cette :'~symétrie apparente est due aux changements
dans la structure financière, les mécanismes de paiement et les contraintes
régulatrices qui ont introduit un biais 3 la baisse sur la masse monétaire }fl
observée.
( 1 '
, )
Ce. paJtagltaphe. .6'-tn6p.vz.e. de. S.J. GROSSMAN \\Î981), op. c.d. pp. 4:8-479 <.'.-t
d'un aJ!..tù.J!..e. ltéc.e.Ylt de. J. VENIZET : "Le. doUo.)!. égoZ-6te.", Expan.6-tol1 du 19
oc.toblte. 7984.
- 97 -
Cette m~se au point sur les mécanismes de fonctionnement du marché
monétaire aux U.S.A. nous permettra de mieux comprendre les résultats emp~rl-
ques que nous allons exposer dans le prochain paragraphe.
PARAGRAPHE III - LES RESULTATS EMPIRIQUES ET LEUR INTERPRETATICN
--------------
Il s'agit d'extimer l'équation (3.4)
, c'est-à-dire
t:. R.."-l
=
+
a
ms*
+
t
1
t
Les tests seront centrés sur les conditions suivantes
- C'est seulement la composante non anticipée de la masse monétaire
qu~ affecte les taux d'intérêt nominaux. Cet effet de la masse monétaire non
anticipée sur les taux d'intérêt est positif.
- Les taux d'intérêt réagissent de façon non linéaire aux imprévues
de la croissance monétaire.
- La réaction des taux d'intérêt est asymétrique, c'est-à-dire que
;
r.
les taux s'élèveraient plus que proportionnellement en réponse à une impré-
vue positive de la croissance monétaire, qu'ils ne chuteraient consécutive-
ment à une imprévue positive.
En somme, il faut avoir a
> a et a
= 0, c'est-~-dire qu'il est
1
2
important d'isoler l'effet de publication ou l'effet-surprise auss~ parfai-
tement que possible, .parce que d'autres facteurs (1) entrant en jeu peuvent
(1) En ennet, le.-6 annonc.e.-6 nltéquente.-6 de gltandeuM éc.onolJ1..lque.-6 -c.omme. Re. c.hô-
mage et le .taux d' ..lYlMatioYl- avant l' oUVWu.J<.e. du maJtc.hé. pe.uVe.I1.t Lllww-
.telL l'ennet.6u.1t le.-6 .taux d'..lYl.téltU nominaux. Ce.-6 ..ln6011.mati0Yl.6 l1ouvcJfe.-6
- 98 -
masquer ou biaiser la valeur des coefficients estim~s.
La prise en compte de trois taux d'intérêt différents, évoluant du
21/09/77 au 26/09/79, permet d'appr~cier cet effet. Les résultats drestima-
tion, dans le temps et selon la maturité des taux d'intérêt considérés, sont
résum~s dans le tableau n~ 3.2 ct appellent à trois interprétations majeures
TABLEAU N° 3.2
Taux d'int~rêt, taux de croissance anticipé
et composante non anticipée
de la masse monétaire
t:. RJ."l'
a
a
a
R2
SEE
D-H
F-test
t
O
1
2
Période du 21/09/77 au 26/09/79
t:. R.."l3
0,0048
0,0083
-0,0018
0,16
0,029
1,86
(10,02)**
(1,37)
(4,3)** (-0,73)
1
!
0,0053
0,0082
-0,0009
0,22
0,023 1 2,26
(14,86)**
1
t:. RN 6
(1,94)
(5,5)** (-0,49)
1
,
1
6
1
RN 12 i 0,0060
0,0093
-0,0028
0,25
0,024
2;.24
(17,2)**
,
(2,06)* (5,8)** (-1,38)
1
1
1
i
P~riode du 21/09/77 au 20/09/78
6 RN')
0,0011
0,0084
0,0014
0,10
0,031
1 ,91
;0,84)*
J
(0,21)
(2,7)**
(0,40)
1
6 RN
0,0016
0,0055
-0,0012
0,10
0,020
2,15
0,69)*
6
(0,48)
(2,7)** (-0,54)
6 RN
0,0021
0,0069
-0,004
0,16
0,023
2,36
(5,83)**
12
(0,56)
0,1)** (-0,11)
Période du 27/09/78 au 26/09/79
1
1
6 RN
0,0087
0,0086
-0,0026
0,21
0,027 1 1,84
(7,05)** 1
3
1
i
(1 ,79)
(3,6)** (-0,70)
1
1
1 6 IW
0,009710,011
-0,0004
0,32
0,025
2,38
(11,95)** 1
6
1
1 (2,18)*
(4,9)** (-0,11)
1
,
16 RN
0,010
0,012
-0,0002
0,36
12
0,025 i 2,15
(13,8):>'<*
1
(2,3)** (5,2)** (-0,06)
!
source
J. GROSSHAN, 1981 op. Clt., p. 421.
- 99 -
- Dans tous les cas, l'effet de la composante anticipée de la masse
,
ou
monétaire sur les taux d'intérêt est pratiquement nul, dans la mesure/le mar-
ché adopte un comportement rationnel.
- L'effet de la monnaie non anticipée sur les taux est positif et,
excepté un seul cas, cet effet est différent de zéro au seuil 1 i. de signifi-
cativité. Ces coefficients positifs significatifs rendent compte des mécanis-
mes de fonctionnement du système monétaire américain: en effet, quand la
masse monétaire augmente plus rapidement -ou plus lentement- , elle peut éga-
1er ou excéder la marge supérieure ou inférieure spécifiée et par conséquent
susciter ûrië:politique restrictive ou expansionniste (1) de la Banque Fédé-
rale.
- L'effet du taux de crOlssance non anticipé de la masse monétaire
s'accroît avec le terme du taux d'intérêt: ce qui sugr,ère que les taux de
courte et longue période réagissent également et très vite aux nouvelles
informations sur la politique monétaire. Ce résultat jette un doute sur ccr-
taines études qui prétendent que les nouvelles informations sur la masse
monétaire affectent d'abord les taux courts et les taux longs par la suite,
avec un retard considérable. (2)
. si les deux taux d'intérêt réagissent au
même moment aux innovations monétaires, les effets de politiq,jc monétaire sur
l'économie se passent beaucoup plus vite que ne lc suggèrent lcs conclusions
~c certains travaux.
powut.aA.en;t in6luenc.eJL le c.ompoJttc.me.I'/-t de. la Banque Ce.nt.AcJ.e -!:J,{. bie.n que. f e'
mMc.hé. aultcU.t. t.endanc.e à. arrliupVL .6a Itéac.tion, nOI1 -!:Je.u1emen;t pOuJL i.eA '<'11110-
vatioYl.6 moné.t.a-Ut.eA, mw aUf.>.6'<' pOult lu nouveUCh J.;.:t.a..:tWtique,,~ éc.onomiqueA.
(1) il/oLU entendotU pM lli., t.out.e po~que moné.t.a.b,-e. t.endarz,t a wn,(11uVL ou
à augmentVL .ta mMJ.; e monéta.-Ute..
r 2)
U. 4' agil de.6 modète.6 .6u1t .ta .6t.Auc..tulte pair. t.eJUne deA taux. d J ,(11;téJtêt. que.
n.0UA.'> eXp0.6VLOM daM .ta deuuème ,~e.c.tiOI1.
- 100 -
Il faut aUSSl remarquer que l'effet de ms* sur ~ RN
est plus lillpor-
t
t
t~nt et plus significatif pour la deuxième sous-période, étant donné Qu'ellc
co~porte des valeurs de ms~ deux fois plus élevées que celle ûe la première.
Ce résultat est donc compatible avec l'hypothèse de non linéarité de la reac-
tion des taux d'intérêt nominaux.
Finalement l'auteur a testé l'hypothèse d'asymétrie en procédant ~ ~cs
regressions selon la valeur algébrique de la composante non anticipée de la
masse monétaire. L'effet de la croissance monétaire imprévisihle et nositive
sur ~ RN] est 10 fois plus grand que celui de la né~ative : J.'effet ~e cette
àernière est pratiquement nul. Pour ~ RN , l'impact èe ms~+ est ioenti~ue
à
6
celui de
illS*-
malS
plus si?,nificati f • Pour le taux à 12 mOiS Je rannort
t
est de 2. L'hypothèse d'asymétrie est donc bien vérifiée.
En définitive, la distinction entre l'anticipation et l'i~prévisihle
de la croissance monétaire par l'hypothèse des anticipations rationnelles
constitue l'apport fondamental des nouveaux économistes cJassioues À la con-
ception traditionnelle. "Ces deux inRrédients, quanG ils sont incorporés dans
des modèles macroéconomiques standards, fournissent des r~sultats sur J'inef-
ficacité de la politique monétaire et qUl sont ri~oureusemel~t différents des
modèles keynésiens"
(1)
. En particulier, ils montrent que les taux d'intérBt
réagissent seulement à la politique monétaire non anticipée, en ce sens qu'iis
incorporent correctement et par anticipation la règle de politi~ue monétaire
en vlgueur.
(î) San6o~d Ja~ob GROSSMAN, 1981 op. cit., p. 423.
-
101 -
Si pour Douglas K. PEARCE (1) les séries d'opinion dé~erminen~les taux
d'intérêt nomlnaux, pour J. GROSSMAN ils ne réagissent qu1aux seu:es composan-
tes non anticipées de la masse monétaire. Cette dernière ap~roche est la con-
ception centrale de la nouvelle macroéconomie classi~ue.
Nous aborderons dans la deuxième section la structure par terme des
taux d'intérêt dans le cadre des anticipations rationnelles. A ce propos,
J. GROSS~Uti~ (2) disait notamment que les taux d'intérêt du marché financier ct
les taux monétaires réagissent en même temps aux variations imprévues de la
masse monétaire.
(7) Vougf~~ K. PEARCE (1979)
"CompaJUng -5MVe.lj and Ita.Ü0f1OJ me.cuultM o~
e.x.p~~-te.d :{.nMaüol1", op. ~d ..
(2] San60~d Ja~ob GROSSMAN
"The. ~a:ü.OI1aJJ..;t1J a& ma ne.l} fJuppllj e.";(pe.~:taüo M
and -the. -5hoJtt )tW1 ItMpOMe. 06 -<"l'l.tMM:t Ita..te.,.~
-ta mOI1.UMl} -5MpWM", 1987 op. ~d.,
pp. 421-422.
-
102 -
SEC T ION
II
fu~TICIPATIONS RATIONNELLES ET STRUCTURE
PAR TERHE
DES TAUX D'INTERET NOMINAUX
***
La première hypothèse concernant la structure par terme ùes taux d'in-
térét est que" ... les taux à terme sont forcés à l'égalité avec les taux
d'intérêt à court terme que les investisseurs prévoient sur les périodes à
venir" (1) .
La seconde hypothèse est que les anticipations sont rationnelles au
sens de John F. rruTH (2) • il s'agit de l'utilisation efficace de l'informa-
•
tion disponible, c'est-à-dire la forme faible du modèle initial proposé par
l'auteur. Nous exposerons successivement les modèles macro-structureJs et les
résultats empiriques de quatre auteurs représentatifs A savoir T. SARr.ENT,
MODIGLlk~I et SHILLER et F.S. MISHKIN (3) .
SOUS-SECTION l - LA SPECIFICATION DU MODELE DE SARr.ENT ET SES RESUT,TATS
EMPIRIQUES
Précisons d'abord les relations du modèle estimé avant d'exposer et
interpréter les résultats empiriques obtenus par l'auteu~.
[ 1) TnomM SARGENT
"Ra.:Uo nal. e.xpe.c.ta:U..o rL6 and the teAm lltJw..c.tuJte 0(., .(11;(:Vt e.ot
llatu", JouJtnal. oé Money, CJr..eéJ.:t. and Ral1iûYl9, 4 ~e.b.
1972, pp. 74-97.
(2) John F. MUTH, 1961 op. cLi ..
(3) Nou...:, ,"JJUOrL6 le. le.c..te.wz. de. voilr.. lu llé60te.nc.u du auteLUL.6 au.x appel.6 de.
j1o;te~ deA pagu .6u.ivantu.
- 103 -
PARAGRAPHE l - :"ES RELATIONS DU NODELE ESTI1'1"E
Le modèle de SARGENT repose sur le théorème de la martingale (1) de
Paul SN1JELSON. Mais cette dernière fut appliquée au contexte de la structure
par terme des taux d'intérêt par Richard ROLL (2). Ce théorème découle des
deux hypothèses sur la détermination du taux d'intérêt financier que nous
avons évoquées dans notre introduction de section. Il stipule que l'espérance
mathématique de l'erreur due à la révision d'une prévision est constante:
À.
+
. F
1
(3.5)
J
t+J t-
.F
1)
=À.
avec À. ;S 6
0.5 his)
t+J t-::-
J
J
où
.F
t+J t mesure le taux à terme en t pour des prêts couvrant la pério-
de t+j,
~ mesure l'information disponible,
À.
est un terme constant qui équivaut à la prlme de liquiùité.
J
Notons que la covariance des erreurs de prévision doit être nulle pour
tout retard supérieur à l'unité et que la densité spectrale (3) permet de
calculer le "F-statistic" du test de neutralité.
Sous forme condensée l'équation (3.5) s'écrit
(1) PM dé. MJU-V..o n, fa. .ou.ae. x.t' x.t+l' x.t+2'
.otU..t J:a. .f..oi de. l'a. maJ1M.n-
gale.oi E [x.t+l/ x.t' x.t-l' x.t_2 ... l = x.t
où E ~:. j'opéha..t~ d'~pé-
IUtnC.e. ma..thématique..
(2) L~ de.ux a.u.t~ .oont c.i.té.o pM T. SARGENT,6eb. 1972 op. c.i.t., p. 75 :
- Paul A. SAMUELSON: "PJtoo6 .tha..t pJtope.Jtfy an.;t:.;.upa..te.d pJr.J..c.~ MuctuateJ.J
lLandomly", IndMtlUa1. Ma.nagement Re.view, 6 [SpJUng 1965) .
- Ric.haJtd ROLL : "Inte.Jt~.t Jta..te. wl~ and .t11e. ..tvun .o.tJtuc..tWte. On in:te.Jt~:t
00
.F
C3.6)
t+J t
E: t
E,;t
+
l:
k
0
où E,;t est une composante déterministe, parfaitement prévisible à partir
de ses valeurs antérieur$s,
s
est la somme des termes aléatoires n'exhibant aucun s~gne d'auto-
t
corrélation.
A partir de l'équation (3.6) , nous pouvons reformuler l'erreur de
révision de la prévision en ces termes :
.F
0, 1, 2,
...
C3.7)
t+J t
. F
1
= cJ"~t avec J
t+J t-
En remplaçant ~
par (RN
-
tF
1)
, il vient
t
t
t -
.F
C3.8)
t+J t
.F
1
t+J t-
Cette équation relie la revision d'anticipation des taux à terme aux
erreurs de prévision des taux à court terme.
D'autres travaux (1) sur la structure par terme des taux d'intérêt ont
plutôt utilisé des rendements à terme d'obligations. Cette variante du modèle
Ila..teo : c.omme.nt~' JouJ!.nal 06 po.ü.;ûc.al Ec.onomy , 1966.
(3) ce;Ue. de.M-tté. .6pec..tJr.a1e ut notée. .6 [w) = y [01 /2jf
û.vec.y(k) =c.ov.[+ .F+
+ .F+
+ .F+/
- + .F_~I 1)
o où. j= 0,1,2, ...
.....+j ..........+j ..... - 1
.....+j ..... -~
.....+j ..... -z-,
e;t h. = 1,2,3, ...
(1 J NOM POUVOn6 c,üe!l
- MODIGLIANI e;t SUTCH
"lnnovatiol'1..6 '<'1'1 '<'n.te!lu.t rw.X.e. pof.--éc.!j", AmeJt.{-
c.an Ec.onom'<'c. Re.v.<.~, may 1966, pp. 178-197.
F.S. MISHK1N
"A lLational e.xpec..ta.tiol't.6 a.pplloac.f-t .ta ma.c.lLoeco-
nomé.:t.!l.<.u ", NBER 1983, pp. 59 -7 5.
- 105 -
macro-structurel est fond6e sur l'hypothèse que les rendements RL
(1)
sont
nt
fonctions des taux d'intérêt à court terme RN.
présents et passés. Cette
olt
version du modèle est formalisée comme suit:
HL
11.
RN.
. + w
pour m ;t j
0.9)
nt
l
Jt-1
t
l
=-m
l
o~ m et m sont des paramètres positifs,
1
2
west un terme résiduel,
t
h.
est un coefficient de regression.
1
Chaque couple (RL
,RN.) peut s'écrire de mani~rc identique ~ (3.9)
•
nt
J t
soit
co
00
RN
L
a. ~
. +
E
b. E:
•
jt
1
t-1
1
t-1
l
0
1 = 0
0.10)
co
co
RL
E
d. IJ
. +
E
f.
E:
•
nt
1
t-1
1
t-1
i
0
1
0
où a, b, c, cl et f sont des paramètres,
~ et E: sont des variables aléatoires indépendantes satisfaisant les
propriétés usuelles.
En conclusion, le modèle macro-structurel
des taux d'intérêt proposé
par SARGENT est fondé sur le théorème de la martingale et la spécification
de ~IEISELMAN 0) , c'est-il-dire la corrélntion entre l'erreur de révision
d'anticipation des taux longs et l'erreur de prévision des taux courts.
( 1) IR. ~ 1 agd de. Itende.ment!.> !.>LUt obügation.6 d' é.c.hé.anc.e n p0Uode.-6.
r 2) PoU.!t deJ.J cü..6c.uMion.6 ~U.!t la .6péu6ic.ation de MEISELMAI~ c.6. :
David MEISELMAN : "Tfte :teJtm ~:tJtuc;tU.!te. On Ùz-t:VLe.-6:t !La:te.-6 JI, Eng.c.c.wood
Cü66.6, N.J. : Pltentic.e {-IaU., 1962.
- 106 -
PARAGRAPHE II - LES RESULTATS EMPIRIQUES OBTENUS
Les r~sultats empiriques de T. SARCENT se r~partissent en trois grou-
pes suivant l'estimation des ~quations (3.6) , (3.9) et (3.A)
1 -
Pour le premier groupe de r6sultats, l'auteur a employé, sur la
période 1901-1954, les rendements à terme de 1 à 10 ans d'~cl1éance. En suppo-
sant que l'erreur.de révision de la prévision n'exhibe aucun signe d'alltocor-
rélation et n'est correlée
avec aucune information èisponihle, l'auteur a
estimé l'équation (3.6) avec 8 retards échelonnés.
Les résultats du tableau n 2 3.3 rév~lent que les F-ratios di~inu-
ent quand J , le terme àu titre, augmente.
TABLEAU N2 3.3
Evolution des F-ratios selon le terme j des rendements
j + 1
2
3
4
5
6
7
8
9
F-ratio
4,65
4,93
4,63
3,33
3,65
2,25
2,09
1,84
1,57
F24 24(0,05) = 1,98
F24 24 (O,Ol) = 2,66
,
,
source : T. SARGENT, feb. 1972 , p. 116.
A 5 % de significativité, l'hypoth~se de neutralité est rejetée sauf
pour J
8, 9. Au seuil 1 %, elle est rejetée pour j ~ 5. Il faut pr~ciser
que les valeurs relativement élevées des F-ratios signifient le reiet de l 'llY-
poth~se de neutralité. Or l'auteur constate que c'est précisément la portion
j ~ 5, correspondant à de grandes fluctuations des rendements, qui infirme
l'hypothèse principale de la structure par terme des taux d'intérêt.
En définitive, l'estimation de l'équation (3.6) infirme la théorie de
- 107 -
la structure par terme des taux d'intérêt augmentée des anticipations ration-
ne lles.
2 - Dans une deuxième phase, l'auteur a estimé l'équation (3.9), soit
m2
RL.
l:
h. x
+
w
(a)
t-i
Jt
~
t
~
=-m l
m2
ou bien
x
l:
k. RL.
+
w'
(b)
t
~
J t-i
t
~
=-m-l
où RL.
est le taux d'intérêt à long terme avec j = 1, 3 et 5 ans,
Jt
et x~ le rendement sur bons du trésor à 3 mo~s.
L
Dans tous les cas les données utilisées sont des écarts à la
moyenne.
Les résultats sont bi-phasés dans la mesure où les coefficients les
plus élevés se rapportent aux valeurs prévues de x
et les plus faibles se
t
retrouvent sur les variables retardées. Dans chaque regression, les coeffi-"
cients représentent deux fois le S.E .• D'autre part les résultats avec RL.Jt
dans le membre droit semblent plus unilatéraux. Mais on remarque , dans cer-
tains cas, que les coefficients ne sont pas significatifs : ils sont souvent
presqu'égaux à l'écart-type (S.E.)
•
Tous ces résultats sont résumés dans le tableau n~ 3.4 Ot!, par rap-
port à notre dénomination du taux d'intérêt à long terme, R.
= RL . . (1) •
Jt
Jt
En définitive, pu~sque l'hypothèse des anticipations nécessite que
les deux équations estimées engendrent des' résultats unilatéraux, il ya 'r~jet
( 1) NouJ.:> /'Y"veoytJ.:, .te. .te.uWJt de. C.Ol'lJ.:>u-Uvr. .te. tab.fe.a..u. 11!! 3.4 à .fa page. J.:>tUvante..
-
108 -
TABLEAUX N.2 3.4
Résultats d'estimation sur la structure par terme ces taux d'intérêt
10
Rit = L hlxr_l+ W r
1=-10
Codficients on f.agged Codficienls on Future
Coefric;en {s on Lagged
Codfici.nt~ on
III
Future Values of x
Values of x
Values of R
Values of R Ir
li
o
.8490
-
.9319
1
.0862
.0437
0319
.07H5
2
.0343
-.0236
-.0072
.0532
3
.074 7
.0264
.0004
.0612
4
-.0624
.0404
.0818
-.0346
5
.0728
.0223
-.0492
.0159
6
-.0444
.0146
.0553
-.0194
7
.0472
.0212
.0099
.0435
8
-.0106
.0016
.0286
.0002
9
.0129
.0124
.0378
.0583
10
-.00·10
-.0098
.0102
-non
(Eslirnatcd standard Crror of coclÏïcicntl = .0301.)
(btimated standard error of codTicicnrs = .0336.)
10
JO
xr=
R 3T = L hlXr_1 + ~~T
L kIR3r _l+ w;
1- -10
1--10
Coefficients on Fulure
III
Coefficients on
Coefficients of Lagged
Cocffic jl' n L~ on L3Rged
Future Values of x
Values of x
Values of R 3
Values of R3
o
.6948
.8631
1
.0850
.0270
.0484
. ~ 24 0
2
.0444
.0084
.0102
.071 B
3
.1255
-.0197
-.0475
.1357
4
-.0747
.0523
.0703
-.078:
5
.0670
.0423
-.0430
-.0092
6
-.0421
.m83
.0693
-.0369
7
.0550
.0.112
-.0130
.0489
8
-.0140
.01 } 3
.0318
-.0254.
9
.0061
.000-/
.0184
.05 J 5
10
.0170
-.0026
,0038
-.0008
(Estimated standard error of coefficients" .0'84.)
(Estimated standard error of coefficients" .0483.)
10'
10
R sr " r:
x t = L kiR St-i + w~
hfXt-i + Wt
i--IO
i--ID
Co~frici~nts on Future
Coefficients on
Coefficients on Lagged
Values of RS
Coefrici~n ls on Lagged
Iii
Future Values of X
t
Valu~s of x
ValuesofR sr
o
.6145
.8801
.0854
.0448
.0113
.1623
2
.0245
.0334
.0380
.0579
3
.1262
-.0345
-.0674
.1511
4
-.0416
.0349
.0261
-.0543
5
.0488
.0481
-.0103
-.0193
6
-.0432
.0104
.0570
-.0328
7
.0619
.0330
-.0071
.0444
8
-.0214
.0112
.0395
-.0367
9
.0067
.0005
-.0030
.0235
10
.0153
-.0069
-.0003
-.0003
([stimaled standard error of coefficients = .0383.)
(Estimaled standard ccror of coc[jjcicnts = .0566.)
Source
T. SARGENT Cfeb. 1972), op. cit.
pp. 88-90.
- 109 -
de cette hypotllèse. L'auteur conclut à une inad6quation de la relation esti-
m6e h la th~oric de la structure par terme des taux d'int~r&t (1)
.
3 - Il compare
alors les r6sllltats négatifs ci-dessus ohtc'nus;, CCliX
de la relation de HEISELMAN (2)
,
soit:
. F
F
o..
+
B. (EN
t""t-')
O.R)
t+J t
t+j t-1
J
.1
t
avec B.
CI
::
et i
1 , 2,
...
J
1 c 0
SARGENT altère l'équation 0.8)
, en lui a;outant un terme ;110atoi-
re, dans le but de tenir compte des f;1ibles coefficients de corr~lation ohte-
nus auparavent par HEISELHAN. Il vient ;1lors
.F
.F
+
v.
(J.11)
t+J t
t+J t-1
1 t
avec J
0,
1, 2,
que
1
h' b
. ,
, .
1
On supposé v't n ex l e aucun Signe ct autocorrel3tion ct n est cor-
ol
rel~ avec aucune information ou combinaison lin~aire d'information disponih 1e.
En remplaçant (3.8) par (3.11)
, l'auteur aboutit il (L < c. /
autrement
.1
,1
c
0
dit B. est asymptotiquement biais~ vers la baisse
d'ol! l'exp 1ic<ltion aux
J
r~sultats empiriques de MEISELMAN.
SARGENT pr~tend alternativement que, si la relation (3.A) peut être
approximée par un processus de premier ordre de MARKOV, les coefficients esti-
(1) T. SARGENT, 6eb. 7972 op. ~., p. 97.
(2) T. SARGENT, 6eb. 7972 op. ~., p. 97-93.
-
110 -
j
més devraient décliner géométricalement quand J augment~ puisque E (8.)
a
.1
RN
a RN
1
+
avec a < 0
(3.12)
t
t-
)Jt
Empiriquement il obtient le résultat suivant
RN
0,2073
+
0,9278 RN
1
0.13)
t
(0,1995)
(0,0544)
t -
R2
= 0,8554
Nous pouvons concluire que l'équation (3.6',approximée par un pro-
cessus de premier ordre de ~~RKOV, donne des résultats meilleurs puisque les
valeurs estimées de e et R2 sont supérieures à celles de MEISELHAN.
Cependant, les résultats empiriques obtenus par SAR~EN~ ont forte-
ment infirmé l'hypoth~se des anticipations rationnelles. L'auteur écrit à ce
propos" ... qu'il est difficile de supposer à la fois que seules les anticipa-
tions déterminent la courbe de rendement et qu'elles sont rationnelles, en ce
sens qu'elles incorporent efficacement l'information disponihle" (1)
. Et il
.
"
1
. p o u r / I d '
1
. , .
aJoute:
Une a ternativ~
sauver
a
octrine, que seu es les antlcipations
déterminent la courbe de rendement, est d'abandonner lfhypoth~se des anticipa-
tions rationnelles" (2)
.
(I) et (2) Thom~ J. SARGENT
"Ratio na.f e.xpe.c.ta.tio 1"..6 and -th c -tV-wn .o.:Uu1c..tl.uLe.
06 .(nte.n.e..ot/ta.te..o", JOUJlna1 of Mone.lj, CJte.cLU:
and BanlG.<..ng, 6e.b. 1972 op. ~Lt., p. 94.
-
111 -
SOUS-SECTION II - LA SPECIFICATION DU }fODELE DE F. HOllIGLIANI ET R. J. SPILLER
ET LES RESULTATS EHPIRIOUES OBTENUS
Dans la critique adressée 2J l'étude de SARGENT, SHILLE]~ écrit que"
l'inform.:1tion utile à la prévision est restreinte à la chronique des t.1UX
d'intérêt et que le modèle de prévision est supposé linéaire" (1)
. )1.1ns 1.1
mesure o~ les résultats auxquels est p.1rvenu SARGENT sont nég.1tifs, nous pcn-
sons que les conséquenc~s sur la rel.1tion de HEISET~AN ne sont pas fondées.
Une variable importante omise d.1ns le modèle de SARGENT est la v.1ri.1hle
d'anticipation des prix. Nous exposerons, dans les paragraphes suivants, les
modèles et les résultats empiriques obtenus par les auteurs avec ou sans anti-
cipations rationnelles.
PAfu\\GRAPHE l - LE MODELE DE BASE DE LA STRUCTURE PAR TERME DES TAUX D'INTEPET
PROPOSE PAR F. NODIGLIANI ET R.J. SHILLEH (2)
Le modèle suppose qu~ dans une économie o~ règne l'incertitude, le ren-
dement d'une obligation de n périodes peut être exprimé comme une fonction des
taux courts
observés sur les mêmes périodes. Ce modèle de base ou la théorie
de HICKS, combinée avec la théorie de segmentation du marché, fait intervenir
une prime de r~sque réclamée par tout individu devant détenir une obligation
durant une période donnée: ce qui s'explique par l'aversion au risque des
agents économiques.
(1 J K..J. SIHLLER : flRatioYlal. e.xpe.c;ta.ûOI1J.l and :the. :tvun .6:tJwc:tu/l.e. o~ ,zn:teJte..6:t
(7 973 )
Jtate..6", JOU/Lnal. 0 f., Mo ne.lj, CJte.r:L.U and Ban!uI19 , 5, p. 857.
(2)
FJtanco MODIGLIANI U
RobVl-t J. SHI LLER : "Rational e.xpe.c:tatiol1J.l al1d :the.
:tCJ"ùn .6:VtuC:tuAe. 06 ,zl1:tCJ1.e..6:t
1[ a:te..6 fi,
Eco 11 0 ln,(ca 7973, 11 ~ 40,
pp. 72 -4 3.
- 112 -
L'~quation (3.14)
exprime bien les id~es de MODIGLIANI et SHILLER
00
RL
W
RN
+
k
(3.14)
t
T
t-T
où I\\L
mesure le taux d'intérêt à long terme,
t
RN
est le taux d'intérêt à court terme,
t
k
mesure la prime de risque,
w
est;un coefficient de regression.
T
I~mpiriquement les auteurs ont obtenu de bons r6sultats, avec toutefois
une faible statistique de D-W : cc qui signifie l'omission d'\\lne variable dans
la sp~cification du mod~le estimé. Les auteurs ont alors introduit les antici-
pations de priX clans le modèle initial, faisant ainsi la différence entre taux
nominal et taux r~el (1) . Le modèle , apr~s quelques arrangements (2) ,
devient
00
L
W
RN
+
L
v' p*
+
k
0.15)
T
t-T
1"
t-T
1"
= °
T = °
L'introduction des anticipations de prix dans le mod~le de base a per-
lUiS une baisse de l'écart-type et une hausse sensible de la statistique de
DURBIN et \\~ATSON, soit 0,56 à 1,01 pour la dernière: l'estimation est donc
bonne. Les résultats soul~vent toutefois de Vives controverses liées à la
rationalité des variables anticipées.
(1)
Le. tau.x d'J.r.xVlU Aée.1. n'étant pM ob,f)eJtvabte., ReA aute.uJ"J.> t'ont Ite.mpfac.é.
pM ta dJ. ùn Vle.I1C.e. e.n.tJr.e. te. taux norrU.n.al. e.;t te. taux d'J.f16fatiOl,. Apltè,f)
( 2) que..f.qUeA Mltan.g e.me.n.t.6 0 n abouW à. t' équatio n (3. 75) oei v 1 = V - W • POlllt
de. ptM ampteA déta)1lJ, nou.6 pJr.J.On..6 te. tg~t~7J!!·JJë&c1.e. deA a~t~, 7973
op. W., p. 20.
-
113 -
~t:~Q~~~~_n - LE ~lODELE HACRO-STRUCTUREL DES TAUX D,' INTErU:T AUr,MENTE DES
ANTICIPATIONS RATIONNELLES
Il s'agit d'étudier 51 le modèle è~6 de la structure par terme des
taux d'intérêt est compatible avec le processus des anticipations rationnel-
les initialement défini par J.t-lUTll. En d'autrf's termes, e~t-ce que les vana-
bles anticip~es utilisent efficacement l'information disponible et utile à la
détermination des taux d'intérêt à long terme.?
Le premier terme à droite de l'équation (3.15) combiné avec son exprcs-
s10n anticipée (1)
,
00
w' RN
+
0.16)
T
t-T
°
for~ent un système de regressions qU1, estimées avec la contrainte
w
w', donneraient des résultats du test de rationalité. Les résultats empi-
T
T
riques (2) soutiennent l'~vidence que le taux long est approximé par l'espé-
rance mathématique des taux courts et les anticipations sont rationnelles.
Les auteurs ont obtenu des résultats similaires pour les anticipations
d'inflation.
Avec l'inflation anticipée le modèle, tenant compte de la dichotomie
classique entre le monétaire et le réel, donne empiriquement une diminution
de l'erreur standard qui est passé de 0,45 à 0,38. Ce qui confirme le fait que
l'anticipation des taux nominaux tiennent compte de l'inflation anticipée.
(7) POLUL tou-:te cU6o..tv.,.o..i.ort.oUlt l'artÜc..<.patiort /tatiortrtelle deJ.J taux. d'..i./1téJl.U
0..6. : Bertjam..trt FRIEDMAN, 1980 op. c..<.;t ••
(2)
FJtartc.o MODIGLIANI et RobVt-t J. SHTLLER, 1973 op. c..<.;t., pp. 23-27. Pttéc..<.-
.oOM que daM l' équatiort (3.16 J :
RNt meJ.JUlte le taux d' ..i.rttéJtU c.oUltt an.t.<.o....i.pé et ri eJ.J t Urt tVLme c.onotartt.
-
114 -
En d&finitive, le modèle des déterminants ciu taux d'intér8t de longue
p~riode est bas& sur les hypothèses que
- ce taux est une moyenne pondérée des taux courts
et des taux d'in-
flation,
- les anticipations sont formées par la chronique des tallX courts et
des taux d'inflation.
Les résultats empiriques révèlent que les variahles anticipées sont
bien les taux d'intér~t h court terme et les taux d'inflation et qu'elles en-
gendrent des anticipations rationnelles.
Une alternative pour l'étude de la structure par terme des taux d1inté-
r~t est proposé notamment par F.S. MISHKIN (1) : il s'agit de la th&orie des
marchés efficients que nous allons exposer dans la sous-section sùivante.
~Q~~:~~gI!Q~_!!! - LA STRUCTURE PAR TERME DES TAUX D'INTERET ET LA THEORIE
DES MARCHES EffICIENTS
Le modèle des marchés efficients et les résultats empiriques obtenus
par F.S. MISHKIN seront exposés respectivement dans les deux paragraphes sui-
vants.
(1)
F~ed~e S. MISHKIN
"A ~a.;Uona1. expee:ta..tiorLO app~oaeh :to maeAoec.ol1ome-
Wc.):, : :tChting poR.-<'elj ,(nen 6ec...t<:.vel1Cho and en M-
uen-t-mMkw mode1.o", National RuJteau 0 n Ec.oI10Inz.c.
Re.oeaJl.c.h (N.B.E.R), U/'UVeJl.J.JUlj 06 C/lICAG(1 I:JJtCh-6,
1983.
-
115 -
PARAGRAPHE 1 - LE HODELE DES HARCHES EFFICIENTS
L'hypoth~se de rationalit6 suppose que 1 'esp6rance math~matiqlJe de
l'erreur de prévision soit nulle, c'cst-~-dire :
a
0.17)
où X mesure la prévision d'une ~ériode de X et qUl est rpaliséc en
t
t
t -1 ,
1
est le lot d'informations disponibles en t-1
; cC' qUl impliC;IlC'
t-1
que l'erreur de prévision ne soit li6e ~ aucune autre informa-
tion ou combinaison lin6aire d'informations contenue dans 1
l '
t-
En supposant que E (~i /1
) =
0, nous pouvons écrire
1t
t-1
C3.1R)
(J.19)
L'hypoth~se de rationalit~, selon MOnIel.IANI et SHILLER (1), implique
b. = c. pou~ tout i
1 .... k. Cette contrainte est soumise ~ un F-test con-
l
l
ventionnel dans les études emplrlques.
Le modèle des marchés efficients suscite des cont~aintes similaires.
En effet, MISHKIN prétend qu'avec l'hypoth~se des anticipations rationnelles,
( 1) FJtai1c.o MODIGLIANI and RobVl.-t J. SHI LLER, 1973 op. w ..
- 116 -
le prix des titres sur un marché financier devrait v~hiculer l'information
disponible; ce qUi implique que l'anticipation du marché devrait égaler 1'a"-
ticipation liée à l'information disponible. Il s'avère donc nécessaire de spé-
cifier la loi de probabilité entre les prix futurs et les prix courants des
titres.
En prenant l'exemple du march~ des obligations, l'auteur écrit
RN
+ d
(J.20)
t
E (Y
-
RN
1 - dlI
1)
0.21)
t
t -
t-
où Y mesure la valeur anticipée de Y le rendement nominal d'une obli-
t
t
gation détenue de t-1 à t,
RN
1 le rendement anticipé d'une obligation ou approximativement
t-
le taux d'intérêt à court terme (1)
.
si le rendement d'équilibre y est "normal", l'équation (J.21) stipule
qu'il n'existe pas d'opportunité
de profit sur le marché considéré: c'est-
à-dire
qu'au prix actuel les participants au marché ne peuvent espérer gagner
un rendement plus élevé que le rendement d'équilibre. Mieux encore, les jou-
eurs qui veulent spéculer peuvent percevoir des opportunités de profits inex-
ploitées et par conséquent acheter ou vendre des titres jusqu'~ cc que les
prix
parviennent
au niveau de (3.21)
. Il ••• le marché efficient n'exige pas
que tous les participants au marché soient rationnels et utilisent efficace-
(]) U.6' ag-0C du taux d' -i..Yl..téAU à c.ouJvt tVUne. de. la p0üode. pJté.c.é.de.ntc. qu-<.
équ-i..vaut au taux de. Jte.Yldc.men...t amc.-i..pé à .fa pWod e c.ouJtaYlte., taux cie. Jt<>.I1-
dc.m~Yl..t .6e JtapporvtaYl..t à la déteYl~oYl d'uYle. ob.t-i..ga..t-i..oYl de. t-] à t.
- 117 -
ment l'information disponible" (1)
. En d'autrc's termes, le comportement moyen
d'un individu au march~ n'est pas un Ruide fid~'le du comportement des partici-
pants au marché.
L'éojuation 0.21) implique que y - EN
. ne soit carrelé 3 aucune
. t
t - 1
information ou combinaison linéaire d'informations disponihles. Une relation
compatible avec (3.21) est
0.22)
X
mesure la valeur d'une obligation,
t
S
est un coefficient de regression,
Et est une variable aléatoire soumise à E (E !I _ )
0
t
t 1
En conséquence, c'est seulement en cas d'innovations dans l'information
que Yt diff~re de (RN
+ d)
; autrement dit, seules les variations non antici-
t
pées de X
déterminent le comportement du march~.
t
,
efficients
En somme, le modele des marChes/se resume au système de regresslons
suivan; comprenant les ~quations (3.22) , (3.18)
et la contrainte de rationa-
lité :
k
Y
- Ce
t
RN
1 + d + S {X
t-
t
o +
E
c. X
.) } + E
l
t-l
t
1
l =
0 . 23 )
1
k
X
b
+
E
b. X
O
t-i + )J 1t
·b. = c. pour l
1, ... , k/
t
l
l
l
l =
(1) F~~d~Qk S. MISHKIN, 1983 op. cit., p. 61.
- 118 -
où Yt mesure le rendement d'une obligation,
RN _
le taux d'intérêt à court terme,
t 1
d
un terme constant mesurant ln prime de liquidité,
X
la valeur d'une obligation,
t
G, b ' cO' b
et Ci sont des paramètres pour
O
i
l
=
1 ... k,
Et et P1t sont des variables aléatoires avec E (Et/It-1) = 0 et
E (p
II
) = O.
1t
t-1
En suppo~~nt une absence d'hétérocédasticité dans (3.23), nous pouvons
tester la rationalité avec un simple ratio du test de vraisemhlance (1) en
utilisant la procédure des moindres carrés non linéaires. Ce ratio noté V
s'écrit:
c
( u
V
- 2 n {Log (L ) - Log
L)}
(3.24)
C
où L
est la somme du carré des résidus du système de regressions avec
la contrainte de rationalité,
u
L
est la somme du carré des résidus du système sans contrainte,
n est la période d'observation, soit 2n pour le systpme de regres-
slons.
En àéfinitive, le test de rationalité exposé ici est asymptotiquement
équivalent au test usuel d'éfficacité de marché fréquemment utilisé dans les
tests économétriques (2)
[1 j POUlt.tell dét0.-U6 c.onc.eJt.nant .te Il.a:tio du -tell-t de vll.w,z.rnblaI1c.e c.~. :
F.S. MISHKIN, 7983 op. c.~., rp. 17-Z1.
(Z) I.e. .o'agd du -tell-t de Xl: c.e. F.S. mSHKIN, 1983, op. c.d., p. 68.
-
119 -
PARAGRAPHE II - LES RESULTATS EHPIRIQUES OBTENUS AVEC LE l'iODELE DES ~lARCllES
EFFICIENTS
L'auteur a utilisé les séries suivantes
le rendement trimestriel d'une obligation de longue p6riode pour Y ,
t
taux des bons du tr~sor à 3 mois observé en fin de p6riode poue RN ,
t
le taux d'inflation P~ est calculé par la diff~rence entre le loga-
rithme n~périen de l'indice des prix à la consommation du dernier
mo~s du trimestre pr~c~dent et celui du dernier mo~s du trimestre
courant.
Nous proposons de présenter d'abord les résultats sur la rationalité
des anticipations d'inflation puis ceux concernant la structure par terme des
taux d'intérêt (1) .
1 - Résultats empiriques sur la rationalité de l'inflation anticipée
MISHKIN a adopté deux démarches :
. La première consiste à admettre l'hypothèse selon laquelle, seu-
les les variations non anticipées des prix sont correlées
avec l'erreur de
prévision du rendement obligataire. Cette procédure a entrainé le rejet de
l'hypothèse de rationalité. L'auteur attribue cet échec au modèle des marchés
efficients qu~ est plutSt adapté au marché obligataire .
. La deuxième phase consiste à ajouter à l'hypothèse de la première
étape la contrainte b.
c .. La rationalit~ est encore fortement rejetée sur
~
~
(7)
NOM avo/U jugé. bon de pJté.6en:tVt i u c.e tut de lt1LÛoYlaLU:é de. .f' iYl6fatioYl
an:tiupée. c.ompte. te.YlU de. la .6péu6-<-wé du modèle. de/.) mMc.hél.l ef,6-<-c.i(!.nU
qui e/.)t mieux adapté à. la .6:tJtuc.:twr.e. pM tVtme. de/.) taux d' in:téAU Ylominaux.
- 120 -
la période 1959-1969. L'auteur l'explique par la variance des taux d'infla-
tion : en effet les fluctuations sont passées d'une amplitude faihle à une
amplitude très élevée.
Et il conclut que" ... l'échec des anticipations par sondage à satis-
faire les contraintes de rationalité ne constitue pas une p.vidence 0e }'impré-
cision des anticipations du marché"
Cl)
2 - Tests sur la structure par terme des taux d'intérêt
En utilisant des données de fin de période du taux d'intérêt à
court terme et du taux d'inflation, comme informations utiles à la formation
du taux d'intérêt de longue période, HISHKIN a estimé le mocièle suivant
k
k
1 Ri.~ = K +
L
d. RN
+
L
e. p* . +
t-i
)J,
Ca)
t
r
1
1
t-1
It
1
1
k
k
(3 25) 1 p*
= K
L
f. RN
. +
L
g. p*
+ )J 2 t
Cb)
.
t
p
1
t-1
1
t-i
1
1
1
k
k
1
RN
+ d + B {RN
- CK +
L
d.RN
. +
L
e. p* .)}
jYt
t-l
r
t
r
1
t-1
1
t-1
1 =
1
k
k
+ B {p*
- CK +
r.
f.RN
+
L
g. p* .)}
P
t
P
1
t-i
1
t-1
1 c
1
1
+ E:
Cc)
t
où RN
mesure le taux d'intérêt à court terme,
t
(1) F~ed~~ S. MISHKIN, 1983 op. cit., p. 69.
-
121 -
p* le taux d'inflation,
t
Yt le rendement nominal d'une obligation,
K
et K
sont des const~ntes de rep.ression,
r
p
S , 6 , d., el"
f. et g. sont des coefficients de rer-ression
r
p l i
l
pour l = 1 ... k.
Le système de regresslons (3.25) et les con~raintes de rationalité-
permettent de tester l'hypothèse que le taux d'int6r8t ~ lon~ terme est une
moyenne pond6rée des taux courts et des taux d'inflation anticipés rationncl-
lement sur son échéance.
Les périodes d'estimation vont de 1954.1 h 1966.4 et de 1954.1 u
1976.4. L'auteur a retenu des retards de 8 trimestres pour RN
et p* avec une
t
t
spécification du 3ème degré d'ALMON.
Les tests du ratio de vraisemblance confirment les résultats de
MODIGLIANI et SHILLER (1) et les contraintes d0 rationalité sont v6rifiées au
seuil 5 % de significativité. En plus, les niveaux de significativit6 marp,lna-
le sont élevés
pour les deux périodes ils s'élèvent à 0,179 et 0,230.
En définitive, si le modèle des march6s efficients ne vérifie pas
la rationalité des données par sondage de LIVINGSTON, il confirme par contre
les résultats de MODIGLIANI et SHILLER sur les anticipations rationnelles des
taux courts et des taux d'inflation comme composantes pondér6es du taux de
rendement des obligation (2)
.
(1)
F~an~o MODIGLIANI et Rob~ J. SHILLER, 6eb. 1973 op. ~t ..
(Z) Tou-t. .te~teu!l, in:teJte..Mé pM .tM déta.J..L6 J.lM .ta ~OmpMaMOI1 ave~ fe.J.l JléJ.luf.-
ta-t!.l de MODIGLIANI et SHILLER, eJ.J:t p~é de ~ol1J.JuRte.!l lM thavaUx. de F.S.
MISHKIN, 1983 op. w., pp. 72-75.
-
122 -
SEC T ION
TIl
LA CONSTANCE DU TAUX n'INTERET REET.
***
D'apr~s la relation de FISHER, le taux (l'int6r~t nominal s'{crit comme
la somme du taux d'intérêt réel et du taux d'inflation élntiC'ip(~, soit:
RN
+
p*
(J.2ft)
t
t
La plupart des chercheurs, pour étlldier la corrélation entre taux poml-
nal et taux d'inflation anticipé, se sont heurtés .1 l'épineux prohlè>me qu'e:;t
la mesure du dernier taux. Dans le but de contourner ce proh] pme, r.AMA (1) a
proposé un test alternatif de rationalité fond6 sur la constance du taux ~'in-
térêt réel. Elle apparait, en particulier, élU coeur des controverses liées ~
l'explication du paracloxe de GIBSON. Cette dernière est l'ohiet <111 déhat entre
les monétaristes et la thèse de type I-!ICKSELL-KEYNES (2)
.
Il appartiendra à nos deux sous-sections suivantes de clarifier cette
idée de constance du taux d'intérêt réel.
SOUS-SECTION l - LE MODELE DE FM1A
La première hypothèse de l'auteur est que les individus, dans leur
[ 1J Eugène. F. FAMA : "ShoJl):.-teJtm il1teJte..6t 1l~e..6 M plle.cUC.toM 01 il1~faûon",
Amllic.an Ec.onomic. Re.vie.w, june. 7915, pp. 269-28'2.
[2] Je.an-Claude. HARDOUIN : "Un llée.xa.me.n du pMadoxe. de. GIFSON MUt tu lle.fa;tJ..-
0/1.6
e.n.tJ;.e. tu taux d'intéJtê..:t e;t Pu mouve.men;t,~ de.
pllix", Calue.!UJ de. Lr~.S.M.E.A. SéJUe. f!o. i1~ 2,
19&0, pp. 439-481.
- 123 -
décision ci'investir, s'intéressent d'abord à la loi de distribution du taux
d'intérêt réel. Il s'agit d'un arbitrage entre la distrihution du marché et
celle du modélisateur ; ce qui implique :
0.27)
Ce qu~ veut dire qu'à chaque instant t-1, le taux d'intérêt réel anti-
cipé est égal au terme constant E (f)} puisque le marché efficient est supposé
utiliser correctement l'information disponible. En d'autres termes, il n'exis-
te aucune alternative d'utilisation de l'information disponihle $
1 ou un
t -
sous-ensemble de cette drenière sans que l'anticipation du taux d'intérêt du
marché ne soit constant. Le plus souvent, l'information disponible étant
réduite aux valeurs passées de la variable anticipée t la relation (3.27)
devient
E (r /r
1 t
r
2 t
• • •
)
= E (i')
C3.28)
t
t -
t-
Dans la mesure où le taux d'intérêt réel anticipé est supposé constant t
la relation de FISHER permet de dire que toute variation du taux nominal
reflète le taux d'inflation
anticipé ou le pouvoir d'achat anticipé. Dans ce
cast le taux nominal véhicule toute l'information disponible utile à la prévi-
slon de l'inflation. Cela revient à dire que le taux observé en t-1 rcflp.te
mieux le taux d1inflation de t-1 à t. Cette dernière proposition est formali-
sée corrune suit
E (r/$
., RN ) = a
+
0.29)
t-I
t
0
-
124 -
+
Ct
RN
avec Ct
y -
1
(J . 30)
1
t
1
où y est la proportion de la variation du taux nominal RN
correspon-
t
dant à la variation du taux d'intérêt réel anticipé,
-
Ct
= 1 - Y est la part de la variation de RN
correspondant à la
1
t
valeur anticipée de l'inflation,
"Au cas particulier où le taux d'intérêt réel est constant dans Je
temps, Y est nul, Ct
= -1 et toute variation de RN
reflète la hausse du taux
1
t
d'inflation" (î) .
Empiriquement, l'hypothèse de constance du taux d'intérêt réel est tes-
tée par l'estimation de l'équation suivante:
pj~
+
+
(J.31)
t
L'hypothèse est vérifiée s~ Ct a = E (r) , Ct = - 1 et le terme aléa-
1
toire E
n'exhibe aucun signe d'autocorrélation et n'est correlé À aucune
t
information ou combinaison linéaire d'informations disponibles.
Soit p* 1 une information contenue dans ~
l' si elle est correctement
t -
t -
utilisée
dans la prévision de l'inflation, le coefficient Ct
de J.ré~uation
2
(3.32) doit être nul; il en est de même pour la somme des résidus mesurant la
deviation de la variable d'inflation anticipée de sa valeur effective, soit
p*
+
al RN
+
+
E
(J.32)
t
t
.t
(1]
Eugène E. FAMA, June 1975 op. w.., pp. '272-273.
-
125 -
Si
ces
conditions sont remplies, le march~ est efficient et la valeur
du taux nominal anticip~ en t-1 v~hicule l'information disponible et utile à
la valeur anticipée du taux d'inflation.
En d~finitive,
le test de FAMA stipule que la taux d'int~rêt nominal,
en cas de constance du taux d'intérêt r~el dans le temps, est une source
appr~ciable d'information utile à l'anticipation rationnelle de l'inflation.
Au cas échéant, toute deviation de l'inflation anticipée de sa valeur effec-
tive est ~troitement correl~e avec l'erreur d'anticipation.
~Q~~:~~gIIQ~_!I - LES RESULTATS EMPIRIQUES OBTENUS ET LEUR INTEPPRETATION
La p~riode d'estimation s'~tend de 1953.1 à 1971.7, malS l'auteur a
également retenu trois sous-périodes. Les séries utilis~es sont des indices de
prlx à la consommation et les rendements sur bons du trésor. Après aVOlr
exposé les résultats de FAMA, nous les comparerons aux conclusions d'autres
recherches similaires.
~~~Q~~~~_I - RESULTATS EMPIRIQUES OBTENUS PAR FAMA
1 - L'auteur a d'abord évalué les autocorrélatîons (i) de ?* et de r
t
t
pour 12 retards ~chelonnés.
Les coefficients d'autocorrélation de P~ sont de l!ordre de 0,30. Ces
résultats sont très significatifs et suggèr.ent que les taux d'inflation passés
contiennent bien des informations utiles à l'inflation anticipée.
o/j
( 1)
Eug~ne F. FAMA, june 1975, p. 275, tableaux n--
et 2.
- 126 -
D'autre part, les coefficients d'autocorrélation de r
sont quasiment
t
nuls: ce qui vérifie l'hypothèse de constance du taux d'intérêt réel et par
conséquent celle de rationalité du marché. Cette dernière hypothèse est d'aiJ-
leurs testée par l'estimation des équations (3.31) et (3.32)
. Ces résultats
sont respectivement résumés dans les deux tableaux suivants
TABLEAU N.2 3.5
Résultats empiriques
sur la
constance du taux d'intérêt réel
Coetlicien t of
Pcriod
(To
CIl
s(cto)
s(al)
Determinn tion
s(~)
ME)
p,(é)
Mf)
1/53-7/71
.00070
- .98
.00030
.\\0
.29
.00196
.09
.13
- .02
: 1/53-2/59
.00116
-1.49
.00069
.42
.14
.00240
.09
. i 5
-.05
3/59-7/64
-.00038
-
.33
.00095
,42
-.0\\
.00163
-.09
-.08
-.26
8/64-7/71
.00118
-1.10
.00083
.20
.26
.00167
.09
.06
-.02
source
E.F. FAMA, june 1975, p. 276.
TABLEAU N.2 3.6
--------------
Tests d'efficience du marché
+ e: t
Cocfficien t of
Pcriod
a'o
s("-o)
s(a,)
s(cr,)
Determination
set)
PI(€)
p,(E)
PI(é)
: 1/53-7/71
.00059
- .87
· Il
.OOOJO
.12
.07
.30
.OOl95
- .05
.13
-.04
1/53-2059
.OO\\OS
-lAD
· Il
.00069
.+1
. Il
.\\4
.00238
-.09
.17
-.07
3/59-7 164
- .00054
.30
-.OS
.00Cf>7
.42
.13
-.02
.001 iO
-.0\\
-.\\1
- .25
8/l'H-i 1 ï1
.rom - .S9
· 1:1
.OOOS4
.24
• ~ 1
.24
.00\\64
-.04
.05
-.01
---,--
source: E.F. FN1A, June 1975, ~une 1975, p. 276
Nous remarquons que, pour les deux équations estimées, le coefficient
U 2 et l'écart-type correspondant sont peu différents de zéro. Une comparaison
des résultats des deux équations montre que l'introduction de P*
dans (3.31)
t-1
n'a presque pas d'effet sur les coefficients de détermination
ce qui confir-
me l'hypothèse que RN
en t-1 enrobe l'information p* . utile n l'anticipation
t
t-j
- 127 -
rationnelle de l'inflation.
Mais lorsqu'on examine de près les résultats, on constate un léger dés-
saccord avec l'hypothèse de rationalité. En effet, à part ]a sous-période
1959.3-1964.7, les coefficients d'autocorrélation du taux réel, bien Que fai-
bles, sont néanmoins tous positifs. IL en set de même pour le coefficient 0e
regression a
de P~-1' ainsi que les coefficients d'autocorrélation résiduelle
Z
de premier ordre {P1 (e)} des résultats de l'équation (3.31) • L'auteur impute
cet échec à un défaut d'harmonisation des instants de collecte des donn~es
ayant servi à calculer l'indice général des prix à la consommation. Il slex-
plique en ces termes: "Puisqu'un marché efficient ne réagit pas à une fausse
information, l'apparente infime divergence avec la rationalité fournit une
preuve plus évidente en faveur de l'hypothèse d'efficience ... " (1) •
Sur la période entière d'estimation, les coefficients nuls d'autocorré-
lation du taux d'intérêt réel vérifient à la fois les hypothèses de constance
du taux d'intérêt réel et de rationalité du marché. Cependant, l'estimation
des équations (3.31) et (3.32) révèlent la preuve rigoureuse des deux hypoth~-
ses. En effet l'écart-type de 00= E (r) est, dans tous les cas, faible;
d'autre part les coefficients estimés 01 de RN
sont sensiblement égaux à - 1.
t
Les deux conditions initialement définies étant remplies, l'hypothèse d'effi-
cience est vérifiée par la constance du taux d'intérêt réel.
plus
2 - Les résultats empiriques concernant les taux d'intérêt a/longue
échéance confirment ceux des taux à courte échéance. Mais les résultats de
l'équation (3.3Z) du tableau nS 3.7 divergent un peu de ceux obtenus précédem-
(1) Eugène F. FAMA, june 1975, op. ~., p. 277.
-
128 -
ment.
TABLEAU N.2 3.7
--------------
Résultats de regress10n de p*t
sur les taux d'intérêt
de 1 à 6 mois d'échéance
p* .. a
+ a,
t
J)
R~ + a 2 P~-1 + E: t
Coefficienlof
Pcriod
Dili
ao
al
1ft
s(ao)
s(a,)
s(a,)
Del<:rminlllion
s(~)
p,(~)
M~)
{1.(I:)
1/53-7/71
1
.00059
.87
.11
.00<130
.12
.07
.30
.00195
-.05
.13
-.04
2
.00115
-,78
.17
.00064
.13
.09
.44
.00280
.03
-.06
.02
3
.00173
- .79
.11
.00107
.15
.12
.48
.00372
-.06
.07
.05
3/59-7/71
1
.00109
-1.01
.07
.00042
.14
.08
.35
.00169
-.03
.05
- .07
2
.00252
-1.02
.05
.00094
.18
.12
.51
.00248
-.02
-.16
.15
3
.00390
-1.06
-.0·1
.00169
.23
.17
.53
.00334
-.10
.11
-.17
4
.00520
.97
.07
.00261
.26
.20
.57
.0\\")423
- .23
-.06
.12
5
.00359
.57
.40
.00301
.27
.23
.71
.00404
-.13
-.OR
-.02 ,
6
.00263
- .39
.58
.00406
.28
.23
.72
.00461
-.29
.18
- .32
source : E.F. FAMA, june 1975 op. cit. , p. 2R 1.
En effet Sl, comme le suppose le modèle, les estimations de al et a 2
pour les taux de 1 à 4 mois sont sensiblement égales à - 1 et 0 et que les
coefficients d'autocorrélation résiduelle sont pratiquement insignifiants, on
remarque que pour les taux d'intérêt à 5 ou 6 mois d'échéance, les valeurs de
a, et a
sont très différentes de - , et O. Cependant, l'auteur minimise la
2
portée de ces derniers résultats dans la mesure où les coefficients d'autocor-
rélation sont assez performants.
En définitive, les coefficients d'autocorrélation du taux réel et les
valeurs estimées de a
et a, sont compatibles avec les hypothèses selon les-
O
quelles, le taux
d'intérêt réel est constant et que toute variation du taux
d'intérêt nominal reflète les mouvements anticipés de prix: le résidu Et
étant la composante non anticipée du taux d'inflation.
- 129 -
PARAGRAPHE II - CŒ1PARAISON DES CONCLUSIONS DE FFJIoA AVEC DES RESUT.TATS
ANTERIEURS ET FECENTS
Parlant des études antérieures, l'auteur écrit: " ... les étunes antp-
rieures, incluant. bien sûr ceux de foISHER, sont initialement fondées sur 0es
données d'avant 1953, et les résultats néRatifs d'efficience 0U marché nro-
viennent dans une large mesure des données de qualité médiocre du prix des
biens" (1) . Partant de là, l'explication même du paradoxe de r.IRSON, pronosée
par FISHER et critiquée par différents auteurs, serait due à la mauvaise ~ua-
lité des séries statistiques d'avant 1953.
Sur la période 1953-1971 la relation de FISHER est clairement véri-
fiée: en supposant une persistance d'inflation ou de déflation, il existe une
relation entre le niveau des taux d'intérêt et le niveau des prix; ce qU~
n'est que le fondement de la relation fishérienne, relation masquée nar la
médiocrité des séries observées auparavant.
si les estimations de FAMA vérifient 1 'hypothèse du taux d'intérêt
réel, F.S. MISHKIN (2) , en fondant son analyse sur l'hypothèse d'anticipa-
tions rationnelles des participants au marché des titres, ahoutit à une con-
clusion opposée.
J.-P. GOURLAOUEN (3) a testé également l'hypoth~se de constance du taux
(1) EJ. FAMA, juVLe. 1975 op. c.M:.., p. 281.
(2) FJLe.dvUc. S. MISHKIN : "Atte. maJtke..t noltec.a..6t ItmoVLaJ' ? ", AmvUc.aVL EC.OVLOnUC.
Re.v~~, jUVLe 1981, pp. 295-305.
(3) J.-P. GOURLAOUEN : "Taux d'ù1.téJtê.t et aVLtiupmoYlJ.l : deA :teA:{,6 de. f'h!IPO-
thè6e. de. VLwtltaJ'ilé. de. ,f' ~VLf.Jla;{J..OVL aY'.tic.~pée.", VLOVL
pubRJ..ë..
- 130 -
d'intérêt réel sur les données françaises de 1965 à 1980 • Avec l'hypothèse de
MISHKIN, il a proposé l'estimation du taux d'intérêt réel anticipé en emplo-·
yant des données observées ; mais ces conclusions ont absolument infirmé les
résultats de FAMA. Il conclut en ces termes: "11 convient, ... , de reformu-
1er le test de FAMA pour tenir compte de la variabilité du taux réel
cette
reformulation nous conduit à montrer que cette hypothèse de neutralité ne
passe pas le test proposé Il (1)
.
Avec des séries trimestrielles de 1955-1979, HAFER et HEIN (2) ont
aussi testé l'hypothèse de constance du taux réel avec deux techniaues d'esti-
mation : les moindres carrés ordinaires et les moindres carrés généralisés.
Que ce soit pour l'analyse ex-ante ou l'analyse ex-post, ils ont abouti à
I*AypeëRèee au rejet de l'hypothèse de F~~.
Il faut toutefois remarquer que FAMA et GIBBONS (3) ont démontré que
l'usage de séries trimestrielles conduit à des résultats erronés dus au pro-
blème d'agrégation.
HAFER et HEIN ont ensuite proposé une équation reliant le taux d'int~-
rôt réel ex-post à l'évolution passée et récente de la masse monétaire réelle,
soit :
N
M
(RN
- p*
)
Ba + 8
(
( t-l/
+ ••• + e:
0.33)
t
t /p ) + 8
t;'+ 1
1
2
p
)
t
t
t-l
où RN
mesure le taux d'intérêt nominal,
t
(1) J.-P. GOURLAOUEN, op. ~., p. 17.
(2) HAFER and HEIN: "MonuCVl.y and .oholLt tvun Iteal JuLte..o o~ in.te.Jte..ot", Fede.JtaJ
Re..oeltve Bank 06 st. LOUIS, mCVl.ch 1982, pp. 13-19.
(3) FAMA and GIBBONS
"InQ.e.a..üon, Iteal. Ite.;tu!tM and capUaJ. inve.otment", (rIOIt-
king papelt n~ 41, Un.i.velt.6ay 06 CHICAGO 1980 ; cu
a.Jt:t...{cR.e e..ot ~é. pM HAFER et HEl Np. 15.
- 131 -
p* , le taux anticipé de l'inflation,
t+1
M mesure la masse monétaire nominale,
t
P est le niveau des prix,
Les résultats d'estimation de (3.33) avec 10 retards échelonnés ne sont
significatifs qR~~les deux premières variables explicatives
(RN
-
P~+1) = 5,00 - 0,89 (M/p)
+ 0,83 (M/p)
1
t
(1,73) (2,68)
t
(2,48)
t -
R = 0,07
SE = 1,37
D-W = 2,14
P = 0,56
F
(2, 97)
4,97
Les résultats confirment l'hypothèse selon laquelle, toute hausse de la
masse monétaire réelle entraîne une baisse immédiate du taux d'intérêt réel
mais à longue échéance, on constate l'inefficacité de la politique monétaire
à réduire le taux d'intérêt réel puisque l'effet négatif de court terme est
neutralisé par un effet positif de longue période représenté par le coeffici-
ent positif de (M/P)t-1'
Deux conclusions se dégagent de l'approche de FAMA sur la thèse de
rationalité
- Premièrement, sur la période 1953-1971, on remarque que le marché
utilise correctement toute l'information disponible contenue dans les taux
d'inflation passés pour engendrer des taux d'inflation futurs.
- Deuxièmement, le taux nominal véhicule l'information utile aux taux
anticipés d'inflation.
Nous ne saur~ons terminer ce chapitre sans évoquer les remarljues impor-
..•...
- 132 -
tantes de James TOBIN (1) .
L'auteur suppose qu'en cas de variation plus que proportionnelle des
prix, consécutivement à une accélération monétaire, il y a baisse du taux
d'intérêt réel: ce qUl risque de modifier les prix relatifs et les Quantités.
D'autre part, en cas d'augmentation de la base monétaire, et dans le but
d'éponger les bons du trésor, le même raisonnement est valable.
Dans ce dernier cas, Bradford CORNELL (2) a montré Que la corrélation
entre les taux d'intérêt et les variations inattendues de la base monétaire ne
donne pas de bons résultats, comparativement à ceux obtenus avec les disponi-
bilités monétaires. Cette divergence s'explique par le fait que la Banque Cen-
traIe fixe ses objectifs en se référant aux disponibilités monétaires, Sl bien
que l'information contenue dans les s6ries de M1 est la meilleure dont dispose
le marché pour réagir.
Cependant, James TOBIN persiste dans sa critique en disant qu'elle est
valable aussi pour la monnaie scripturale: en somme, l'auteur rejette
com-
pIètement l'hypothèse de neutralité qui, selon lui, ne peut marcher Qu'en cas
de changement d'échelle d'une unité monétaire: par exemple eKem~te le passage
des anciens aux nouveaux francs. ~1ais il convient de souligner
que la démar-
che de TOBIN n'est valable qu'en cas d'introduction des encaisses réelles dans
les modèles macroéconomiques.
(1) JarneA TOBIN: "Re.O'.te.uorL6 .oWt .ta théoJUe. maCJto~c.ol1omi.que.
c.onte.mpoJta.ine." 1
Ec.onomi.c.a 1983, c.hap~eA l et II.
(2) BtladO' O/(.d CORNEL L : "Mone.y .oupp.ty announc.emc.nt.6 and '<'nteJi.eAt Ita;te..o : u.J10-
the.lt v.<.e.w", JoWtna.t on BM.<.ne..o.o, 1983 , vol. 53 , 11 ~ 1.
- 133 -
En définitive, rappelons les prlnClpaux résultats emplrlques exposés
dans ce chapitre.
Nous avons vu drabord que la rationalité des variables exogènes est
primordiale dans l'explication à court terme de l'évolution des taux d'intérêt
nominaux. En plus, seule la politique monétaire non anticipée est efficace,
car la part systématique est déjà prise en compte dans le comportement du mar-
ché monétaire ; ce qui renouvelle les résultats de FISHER qui considère plutôt
le taux d'inflation anticipé.
Dans le cadre de la détermination des taux longs, T. SARGENT (1) fait
dépendre les taux du marché financier des seuls taux d'intérêt à courte éché-
ance. Une autre variante de sa spécification est que l'erreur de révision des
taux longs anticipés dépend de l'erreur de prévision des taux courts. Empiri-
quement les résultats de l'auteur sont absolument négatifs.
Franco MODIGLlill~I et R.J. SHILLER (2) expliquent les résultats négatifs
de SARGENT par l'omission de la variable d'anticipations rationnelles de l'in-
flation dans le modèle estimé. Leurs résultats empiriques performants sont
fondés sur la rationalité des taux courts et des taux d'inflation anticipés
qUl déterminent le comportement du marché financier.
Frederic S. MISHKIN (3) a confirmé ces derniers résultats avec le
modèle des marchés efficients appliqué aux rendements des obligations.
Enfin, dans le but de contourner l'épineux problème que constitue 1<1
mesure rationnelle d'une variable anticipée, FAMA a ?roposé et testé avec suc-
cès la constance du taux d'intérêt réel; ses résultats empiriques ont montré
(7j LJ. SARGENT (7972)
: "Ratiol1al e.xpe.c.tatioIt6 al1d the. tvun .f>bw.c.tuJte. o~
-tl1teJtut Itatu ", op. w ..
(2)
F. MODIGLIANI al1d R.J. SHILLER (7973)
: "Rational e.xpe.c.tauoM and the
tvun .ot/tuc.tuJte. 0 n-tl1tVtut lta.-tu"
op. w ..
(3)
F.S. MISHKIN, '7983~ op. w., pp. 60-75.
~- '--"-.
...
- 134 -
que le taux d'intérêt nominal est une source appréciable dlinform~tion utile
~ l'inflation anticipée; autrement dit, toute variation du t~t1X nominal
explique exclusivement l'inflation anticipée.
Cependant, les conclusions de FM1A ont été infirmées p~r les recherches
(i)
de MISllKIN, de GOURLAOUEN, de HOUSSEAU, de J.-C. HARDOllIN ct de J. TOBIN.
Le premier sout~ent que son modèle est plutôt adapté
au marché des
obligations.
Les deuxi~me et troisième ont abouti à des taux d'intérSt réels v~ria-
bIcs. Pour J.-M. ROUSSEAU, cette instabilité est d'origine externe: il slar,it
du marché de l'eurodollar. Ce résultat est confirmé par le modèle \\<lICKSELT.-
KEYNES: Il ••• les taux nominaux n'intèRrent pas totalement les hausses des
prix et les taux réels d'intérêt varient" (2)
.
En somme, nous proposons de synthétiser les grandes lignes de l'impact
des anticipations rationnelles sur les taux d'intérêt dans le tahleau synopti-
que de la page 135.
Nous aborderons, dans le quatrième chapitre, le deuxième volet théori-
que de cette étude: les anticipations rationnelles et l'efficacité de la
politique économique.
[lj Cé. : - F.S. MISHKIN, June 1981, "Atte maJthet &OltecMth JtaÛOl1aJ ? If,
.
op . . c.Lt ..
- J.-P. GOURLAOUEN, 1984, "Taux d'il1-téltê.-t et aI1.UUpaUOM If , op. cd.
- J.-M. ROUSSEAU, 1984, "Taux d'in-téAU à c.ouJl.-t -tVUne et -taux d'in-
6lation al'vt.<.upé", op. c.i:t ..
- J.-C. HARVOUIN, 1981, "Rée.xamen du. paJtadoxe de. GIRSON ... If,
op. c.Lt ..
J. TOBIN, 1981, "Ré.éleuoM .6u.Jt la -théolUe. maCAoécol1omique. c.on-
-te.mpolta-<-ne.", 0 p. c.Lt ..
(2) J.-C. HARVOUIN, 1981, op. c.Lt., p. 479.
TABLEAU NE. 3.8
Taux d'int~r~t et comportement d'anticipations
rationnelles
MODIGLIANI
J. TOBIN
~~ Jacob
Thomas
et
Frederic S.
Eugène F.
(WICKSELL-
Relatio
GROSSl-lAN
SARGENT
SHILLER
NISHKIN
FANA
KEYl'JES)
étudiées:
Taux d'intérêt
Seule la
Seule la
Efficacité
et taux d'in-
composante
composante
~e la politique
flation ou
Inon anticipée
non anticipée
monétaire
masse
est
est
..
systématique
monétaire
d~terminante
déterminante
.
. .
Structure par
Seuls les
Taux courts
Taux courts
terme des
taux courts
et taux
et taux
taux
sont
d'inflation
d'inflation
d'intérêt
déterminants
avec R.E.*
avec R.E.*
'
.
Constance
Taux
Variabilité
du taux
d'intérêt
du taux
d'intérêt
réel
d'intérêt
réel
constant
réel
* R.E.
anticipations rationnelles
.
. . - .. ·_·..·,-............,,·,"''",.,,;.... ~,·,........ , -....'I'
CHA PIT R E
IV
-*-*-*-*-*-*-*-*-*-
A N TIC l PAT ION S
RAT ION N E L T, E S
ETE FFI CAC l T E
DEL A
POL l T l QUE
ECO NOM l QUE
*******
INTRODUCTION
Ce dernier chapitre th~orique est consacr~ aux aboutissants de la poJi-
tique macro~conomique contemporaine. Elle repose sur les anticipations ration-
nelles et l'~quilibre permanent des march~s ; elle relance ainsi le d~bat
s~culaire entre les classiques et les keynésiens, en ce sens que l'efficacit~
de la politique économique ne vaut plus, non seulement ~ lonR terme, mais
aussi à court terme. "La nouvelle macroéconomie classique pr~tend ou'aucune
politique macroéconomique ne modifie systématiquement le cour~ réel de l'éco-
mie" (1)
.
En conséquence, nous proposons de traîter successiveme~t
L'inefficacité de la politique économique avec flexihilité des priX.
Inefficacité de la politique économique avec effets de rigidité.
Résultats empiriques sur la neutralité de la politique économique
systématique: Thomas SARGENT, Robert J. BARRO, Frederic S. MIS~KI~
(2)
.
[1] Jame.ll TOBIN: "RéQie.uolUl .6U1t la théoJUe. macJLoéc.onom,(que. c.onte.mpOlta.,(l1e.",
Ec.onom-i.c.a 1983, c.hapi:tJt.e. II, p. 46.
[2] * T. J. SARGENT : "A c..e.a..6.6,(c.a.i macJLoe.c.o nome.:tJUc. modeJ f. O"t th e. LI. S•A. Il ,(n A
Ra.:tiona.i Expe.c.ta.:tiolUl and Ec.onome.:tJUc. Pltac.:t,(c.e., e.d1:te.d
by R.E. LUCAS and T.J. SARGENT, 1987, pp. 527-552.
* R.J. BARRO
- "Unan:ti.upa.:te.d mone.y gltowth and une..mpRoyment ,(n the.
Urt1:te.d S:ta.:te.ll", AmeJu'.c.an Ec.ol1om,(c. Re.v,(Q.W 67, pp. 101-15.
- "Unan:ti.u.pa.:te.d ma net} gltowth, output and -the pJUc.e. f e.veY.
in the Urt1:te.d sta.:tu", Jou/tn.aJ!. 06 Pofilic.aJ Ec.onomy,
vol. 86, pp. 549-580.
* F. s. MISHKHJ
"Va e.ll an:ti.upa.:te.d aglte.ga.:te. de.mal1.d polic.y matieJt. ? " ,(/1 A
Ra.:tiona.i Expec.:ta.:tiolUl Appltoac.h ta macJLoe.c.onome:tJt.ic..6,
Na.:tiona.i BUlte.au 06 Ec.onom,(c. Re.lle.a.Jt.c.h, UI1.iVe.Jt..61:ty 06
Chic.ago Plte.ll.6, pp. 110-128.
-
138 -
SEC T ION
1
L'INEFFICACITE DE LA POLITIQUE ECONOMIQUE
AVEC FLEXIBILITE DES PRIX
***
L'inefficacité de la politique économique suppose les anticipations
rationnelles et l'équilibre permanent des marchés; en fait,.ce dernier est
fondé sur la flexibilité des prix. Les individus sont donc supposés adopter un
comportement d'optimisation continu et une révision fréquente des décisions en
fonction des informations nouvelles.
Nous exposerons d'abord le modèle de base, pu~s une alternative d'éva-
' "
1
l' .économiqued
, .
1
d'l
d"
cl
Luat~on de
a po ~t~quelavant
e prec~ser
e mo e e proprement
~t
e neutra-
lité de la politique économique.
SOUS-SECTION 1 - LE MODELE DE BASE
--------------
Ce modèle (1) est composé des relations du modèle IS-I~ et d'une fonc-
tion d'offre globale. En supposant une capacité productive constante et une
mesure logarithmique
de la production globale (YR ) , du niveau des prix (Pi)
t
et de la masse monétaire (m~) , nous pouvons écrire le modèle de base qui est
une variante de la version SARGENT-WALLACE (2) proposée par R.T. Mc CALLUM
(3)
(1)
CO, - T,J. SARGENT and N. WALLACE
"Rational. e.xpe.c.:ta..üOn..6, .:the. 0pWllaJ_
mone..:taJt y ..lM.:tJu..une.n.:t and .:the. 0pfuaJ
mone.y .oupply we.", JOMna} o~ POP..l-
tic.al. Ec.onomy 83, pp. 241-254.
- B. T, Mc. CALLUM
"Ra.tional. e.xpe.c.:ta..üOn..6 and maCltoe.c.onom..lc. .o.:tabVA.-za-
tiOI't poUc.y", JoMnal. 00 Mone.y, CJte.cü.:t and Ran/Uytq
voL 72 yt~ 4, nov. 7980, paJt:t 2, pp. 719-722.
"
(2) e..:t (3) c.6. page. 739.
- 139 -
avec a. < 0
(4.1)
1
avec c
< 0 < c,
(4.2)
2
(4.3)
avec
a, > 0
et 1 > a
~ 0
2
où RN
est le taux d'intérêt nominal,
t
E
est l'opérateur d'espérance mathématique conditionnelle cl~ l'in-
t-1
formation disponible en t-1,
v
, v
et ~t sont des termes aléatoires signifiant que des forces
1t
2t
agissent sur l'activité économique de façon irnprévi-
sible.
L'équation (4.1) représente la fonction de dépenses de type 15 et qu~
relie la quantité demandée pour des motifs de consommation et d'investissement
au taux d'intérêt réel.
L'équation (4.2) fait dépendre la demande d'encaisses réelles du revenu
réel et du taux d'intérêt nominal.
La fonction ~'offre globale, soit la relation (4.3), fait intervenir la
notion de "taux naturel" qui stipule que la quantité offerte dépend du taux
d'inflation, en ce sens qu'il diffère de sa valeur anticipée (1)
; autrement
{2j SARGENT and WALLACE
"Rational. expe.c..ta.t.i..oJt6 and the. the.olLl} 06 e.c.ononUc.
poUc.y" .in R.E. and e.c.onome.tJUc. plLaC..:t.<.c.e., op. W.,
pp. 199-214.
(3) B.T. Mc. CALLUM, nov. 1980 op. c.<..:t., pp. 716-746.
(7)
ce;Ue. .idée. ut fJ.i.milaJAe. a c.e...U.e. émUe. paIL M. FRIEDMAN danJ.> f' étude. du
maILc.hé du tltavrLil.. : "The. ILOle. 06 mone..:ta!Ly pouc.y", AmeJL.<.c.an Ec.onom.ic.
Re.v.i~ 58, maILc.h 1968, pp. 1-17.
-
140 -
dit, seule la composante non anticipée des mouvements de pr1X est détermi-
nante. Cette relation montre que toute hausse rapide de la production est coû-
teuse.
Ce modèle fondamental est complété par une auatrième relation se rap-
portant à la politique monétaire, politique monétaire supposée anticipp.e
rationnellement par les agents économiques, soit :
m*
(4.4)
t
Le "rationnel" de cette équation est dû au fait que m~ dépend de sa
propre valeur la plus récente et de la valeur récemment observée de la produc-
tion. Le terme aléatoire et est supposé n'exhiber aucun signe d'autocorréla-
tion et n'être correlé avec aucune information disponible. La présence d'un
terme aléatoire est le signe que les autorités monétaires ne disposent pas
d'avaptages informatives
sur la population.
Pour la clarté de l'exposé, nous supposons toute politi~ue fiscale
incluse dans la politique monétaire.
~Q~~:~~f!!Q~_!! - UNE ALTERNATIVE D'EVALUATION DE LA POLITIOUE ECONOMlnUE (1)
Ici la production YR
dépend des valeurs courantes et passées de m* et
t
de sa propre valeur la plus récente
~o + ~1 YRt - 1 + ~2 m~ + ~3 m~~1 + ~t
(4.5)
(1) R.E. LUCAS: "Ec.onome.:tJt..i.c. poüc.y e.valua.üon : a c.Jt-.i.;t{.que." '<'1'1 the. P/û.JJ'<'p~
c.Wtve and labolt mCVl.he.to, e.ciU. by BRUNNER and f.lfLTZER, 1976,
pp. 19-46. CCVl.neg.<.e-Roc.h~teJt COl'1neJtenc.e S~e.~ 01'1 Puhl'<'c.
poüc.y, voL1. Am~teJtdam : Nouh-HofJand.
- 141 -
où par rapport au modèle de base
B1
-
jJ
<jl
1
~t
Supposons que les autorités monétaires adopte une politique spécifiée
par la relation (4.4) et que les paramètres estimés de (4.5) sont sans biais.
Imaginons ensuite que, sur" la base des résultats passés '(YRt_~) , les autori-
tés veulent agir sur la valeur de IJ
et sur d'autres paramètres de la relation
2
(4.4) ; comme l'avait remarqué LUCAS (1) , il serait inapproprié de vouloir
modifier les jJS avec la présomption que les <ps sont fixés. En d'autres termes,
toute variation des valeurs de IJ conduirait à des variations des <ps de l'équa-
tian (4.5)
. En conséquence, toute règle de neutralité de la politique écono-
mlque, basée sur la relation (4.5)
serait incorrecte et trompeuse dans la
mesure où les paramètres <p dépendent de jJ. (i '= 0, 1, 2)
; et ce sont les jJs
l
que les autorités se proposent de modifier pour atteindre leurs objectifs.
Il
serait en principe (2) préférable d'estimer les paramètres structu-
rels des relations (4.1), (4.2) et (4.3) , plutôt que les <ps de (4.5) et main-
tenir ainsi la règle de neutralité dans un environnement où règne un comporte-
ment d'anticipations rationnelles.des agents économiques.
En définitive, les relations (4.1), (4.2),
(4.3) et (4.4) constituent
(1) R.E. LUCAS, 1976 op. cd ..
(2) B.T. M~ CALLUM, 1980 op. cd., p. 723.
- 142 -
le modèle de base de l'inefficacité de la politiGue économique qUi sera expo-
sée dans la troisième sous-section.
§Q~§:~~gI!Q~_!!! - LA REGLE DE NEUTRALITE DE LA POLITIOUE ECONOMIQUE
Elle repose sur la conception que toute politi~ue économique serait
inefficace à affecter la production réelle et le chômap.e dans un système éco-
nomique o~ les anticipations sont rationnelles et l'illusion monétaire ahsente.
A partir des équations du modèle de base, YR
s'écrit SOllS forme
t
réduite (1) par élimination de RN
des relations (4.') et (4.3) :
t
CL,
v
+ (3, JJ
+
t
t
CL,
8 1 et
YR
CL
=
YR _, +
(4.6)
t
a + CL2
t
CL,
+ 8,
a,
où v
= v 1t + v
et
13, =
t
2t
(a, c, + c )
Z
On remarque que YR
est indépendant de la politique économi~ue suivie,
t
dans la mesure o~ elle ne dépend pas des naramètres JJ. de l'équation (4.4) .
.
1
Ce résultat sc rapporte seulement aux caractéristiques nes pconomies
en situation stochastiquement soutenue. Elle ne prévoit pas ce qui se passe-
rait, si le comportement politique est modifié présentement, essentiellement
parce qu'il y aurait une phase de transition durant laquelle les anticipations
ne seraient pas compatibles au nouvel état des économies. Pour Benett ~ ~c-
(1) Nou..o donnon6 en a.nnexe p. A-lI la démon6bta.t-<.oil c.omrfèf.e c.onc.VLl1an,t .p 1 ex-
plteA.o-lon .oou..o ûOltme Itédu.-Ue de .fa pltoduc.ü.on Ité.e./fe.
- 143 -
CALLUM (1) ce résultat est néanmoins interessant pour les décideurs politi-
ques, car
il répond à la question de savoir, Sl les autorités politiques
abandonneraient leur recours systématique aux mesures de stabilisation contra-
cyclique, lorsque le taux de chômage varie.
Cette
question a soulevé de vives controverses dans la littérature
économique. En effet, certains auteurs (2) avancent que les autorités politi-
que ne se comportent pas de manière systématique; s'il en est ainsi, le
modèle proposé est bien approprié dans la mesure où, la relation (4.4) tient
compte d'une composante non systématique du comportement politique. Ils pré-
tendent également, que la variance de la composante imprévisihle doit être
liée fonctionnellement aux paramètres de la composante systématique. Cela
revient à dire que le contrôle de la masse monétaire est fondé sur des rnétho-
des techniquement inefficaces. Nous supposons, comme l'auteur, l'absence de
ces inefficacités dans cette étude.
Une autre source apparente de rejet de la rè~le de neutralité concerne
le modèle SARGENT-WALLACE (3) , un modèle conçu dans le cadre des mécanismes
de fonctionnement du système monétaire américain. En effet, il y aurait indé-
termination du niveau des prix, si les autorités monétaires fixaient à chaque
période le taux d'intérêt plutôt que la masse monétaire; ainsi, puisque le
taux des fonds fédéraux constitue l'instrument politique du Fed avec les agré-
gats monétaires déterminés par les quantités demandées, le modèle SARGENT-
(J) B.T. MQCALLUM, 1980, op. clt., pp. 1Z4~125.
(2 ) C6. notamment l'anticle de Gott6~ed HABERLER clté p~ R.T. MQCALLUH, 1980,
op. clt., p. 125 : "NoteA on lta..tiona..R. and .<Nta..tiona1. expeQta..tioltô" ,{11
Wandtungen in W.i../tt.6Qha6t u.nd GeA.6e.f..t6Qha6t, FeAUQW6t 6Ü1t ~laJ tVt Ario! ~
JOM, er:LU.. by Emil Küng TUBTNGEN : J.C.B. MOM (Pa.ul SiebeQk) , 1980.
(3 J T.J. SARGENT and Neil WALLACE, Jou.ltna..R. 06 PO~Qa1. EQonomy 83, op. clt ..
- 144 -
WALLACE serait rejeté par le fait que le niveau des prix n'exhihe pas de com-
portement erratique. Toutefois, si le taux des fonds fédéraux est fixé, avec
une certaine considération de son effet sur la masse monétaire, alors l'indé-
termination disparaît et par conséquent le rejet de l'hypothèse de neutralité.
En conclusion, il convient de remarquer que l'hypothèse de neutralité
ci-dessus exposée découle des relations du modèle fondamental qui nous ont
permis d'obtenir l'équation (4.5) : cette dernière étant bien indénendante des
paramètres: de la politique monétaire.
Il s'agira, dans la section suivante, d'examiner la persistance de
cette règle de neutralité lorsqu'on tient compte des critiques formulées con-
tre elle.
- 145 -
SEC T ION
II
-----------------
INEFFICACITE DE LA POLITIQUE ECONOMIOUE
AVEC EFFETS DE RIGIDITE
***
Nous proposons d'exposer ici les réactions des nouveaux économistes
classiques face aux critiques formulées contre l'hypothèse de neutralité.
Après avoir défini une nouvelle variable dite d'écart à l'équilihre (1),
nous reformulerons l'hypothèse de neutralité en tenant compte de la rip,idité
des prix et, nous parlerons enfin de l'inefficacité de la politique économique
avec des informations contemporaines.
SOUS-SECTION l - HYPOTHESE DE NEUTRALITE ET VARIABLE D'ECART A L'EQUILIBRE
En réaction à une version de l'inefficacité politique postulée par T.J.
SARGENT et N. WALLACE (2), les tenants (3) de la non-neutralité prétendent Que
-
1 " '
, .
ff
l '
d
1
d
.
d
lemn10i
. ,
la po 1t1que moneta1re a
ecte
e n1veau
e
a pro uct10n
e p eln!. te-modele
d'encaisses
critiqué repose sur l'absence /reelles
dans la relation IS ; ce qui conduit
au fait que les paramètres de la politique monétaire ne peuvent pns affecter
le taux d'intérêt réel. Or, si le taux de croissance du capital dépend exclu-
(7) La vo.M..ab.te d' ~c.aJLt a .t' ~qu...{,Ub/te dé MMe pM R. T. Mc.C'AL UlM lJ r '<'M CJL.U daM
le c.adlte de .ta poUtique de .6ta.b..<.LU.a;t.(.on éc.onom'<'que. Ene ut /tepwe pM
P.-V. HENIN e,t A. ZVLBERBERG dan.o"SWt l'e6Mc.aWé de fa poPJ.;t{.que moné-
ta.<.Jte dan.o du modUu de p/t~v.<..o'<'On6 Ji.ati..OI1I1ell.u avec. ajM:temen.:t PMÛeP
du pJt.<.x", Ec.onoriU.e Appliquée t. 36, 1983 11 2 1, pp. 157 -174.
(2 ) Thoma.o J. SARGENT and Ne.<.l WALLACE, 1975, op. ~0t ..
[3 ) Cé. - Stan.f.ey FISCHER : "AYlÛc..<.pati..on.o and the non nwfJta.!d.1j o~ monel/",
JoWtna.f. 06 Pof~c.a1 Ec.onomy 87, apJtil 1979,
pp. 225-252.
- Ray C. FAIR
rrA CJl.i;t{.wm oé the c..f.cUl.6 06 mac.Jtoec.ol1om'<'c. modcJ w.<.th
Il a.:tJ..(1 naf. expec.:tati..on6 J1 ,
JoWtnaJ. 06 Monelf, C/tedd. and
Ban!Ung 10, nov. 1978, pp. 411-417.
.
- 146 -
sivement du taux d'intérêt réel, alors l'évolution du capital serait indépen-
dante de la politique monétaire.
Néanmoins, McCALLUM (1) démontre que la règle de neutralité reste vala-
ble même avec les encaisses réelles. IL introduit la variable logarithmique
du capital K~ dans l'équation d'offre globale, soit:
L
a o + a (P~
P~)
(4.3')
1
- Et - 1
+ a 2 YRt - 1 + a 3 Kt + ~t
~\\f4!c a
> 0
3
avec 01 > 0
(4.7)
r
= RN - E -
(P~+1 - P~) mesure le taux d'intérêt réel.
t
t
t 1
Nous ajoutons un terme d'encaisses réelles dans la fonction 15 ~u~
devient :
(4.1 ')
Les fonctions LM et de politique économique ne changent pas.
Avec les équations (4.1') et (4.3') nous obtenons l'expression de r
en
t
fonction des encaisses réelles et par conséquent des paramètres de la politi-
que
monétaire, sauf au cas où a
est nul. Il en est de même pour YR
qui
2
t
dépend de Kt par la fonction d'offre globale (4.3') . En conséquence, l'évolu-
tion de la production réelle est affectée par les paramètres monétaires, même
11) B.T. McCALLUM, nov. 1980, op. cit., pp. 726-729.
- 147 -
en présence des encaisses réelles.
L'inefficacité de la politique économique tient toujours malS, dans ce
cas, il faut considérer une variable d'écart à l'équilibre, c'est-à-àire
(YR
- YR ) où :
t
t
(4.R)
On peut réecrire (4.3') en éliminant Kt avec l'équation (4.8) et en
posant p* = E
p* et YR
= YR
; il vient
t
t-1
t
t-1
t-1
a
(p* - E
p*) + a
(YR
- YR
)
(4.3")
1
t
t-1
t
2
t-1
t-1
La relation (4.3") est indépendante de la composante systématique de ln
politique monétaire, même si YR
et YR
pris séparément en dépendent. En con-
t
t
séquence, l'inefficacité de la politique .économique reste valable même avec
les encaisses réelles.
"rI semble d'ailleurs clair, que c'est la proposition dans ce dernier
sens qui est utile dans le débat sur la politique de stabilisation" (1) . Les
autorités politiques doivent maintenir YR
aussi près que p~ssible de sa
t
valeur de plein emploi. Cette dernière, selon McCALLUM, serait la mesure adé-
quate pour définir la variable d'écart à l'équilibre.
Mais BARRO (2) a utilisé
une autre définition
pour la production
réelle d'équilibre, c'èst-à-dire
(1) RobVl-t J. BARRO
"Rational. e.xpec.tatioYL6 a.nd the /tole On monu.a}/.{f pafJ..c.tl" ,
JoUltnal. 06 monetalty
Ec.onomJ..C6 2, ja.nua.lty 1976, pp.
1-32-
[2] B.T. Mc.CALLUM, 1980 op. c.J..;t., p. 727.
- 148 -
YR*
+ U
(4.9)
t
t
Mais que ce soit YR
ou YR~, l'hypothèse de neutralité reste valide.
t
En effet, pour la seconde variable, il vient :
(4.10)
Or, la composante non anticipée des mouvements de prlX, c'est-à-dire
(P~ - E -
P~) est indépendante des paramètres de la politique monétaire.
t 1
Les économies occidentales sont actuellement caractérisées par une per-
sistance des états du chSmaKe et de la production réèlle. Les cons~quences de
cette situation sur la règle de neutralité diffèrent selon la variahle d'écart
à l'équilibre retenue.
En effet, si la spécification de BARRO ne révèle aucun signe d'autocor-
rélation des résidus, c'est plut6t le contraire pour celle de McCAJJ~~. Mais
cette dernière, empiriquement parlant, est plus proche de la réalitp. dans ]a
mesure où elle ne dépend pas de la production récente. En somme, cela veut
dire que YR*t serait plus performante sur le plan théorique, tandis que VR
. t
serait mieux adaptée à une étude empirique (1) •
Un autre argument en faveur de la non neutralité consiste ~ remplacer
la variable logarithmique du capital (Kt) par le taux d'intérêt réel. Dans ce
cas l'offre globale devient:
YR
+ U
(4.11)
t
t
(1) B.T. McCALLUM, nov. 1980, op. ~., p. 729.
-
149 -
Les variables d'équilibre s'écrivent
(4.12a)
(4.12h)
, 'd
l '
1
sont identiques.
(4 3")
(4 1())
Comme prece emment,
es resu tats obtenus/aux relatlons
.
et
.
et par conséquent l'inefficacité de la politique économique est de nouveau
vérifiée.
En définitive, nous remarquons que l'hypothèse d'inefficacité de la
politique économique
demeure réaliste dans le cadre d'une politique de stabi-
lisation économique. Il s'agit de maintenir la production effective le plus
près possible de sa valeur d'équilibre. Cette dernière, selon McCALUIM, cor·~-
respond au plein emploi des moyens de production; pour BARRO, il s'agit de la
production conditionnelle de. l'information disponible.
Une autre source sérieuse de rejet de la nouvelle théorie macroéconomi-
que est la rigidité des prix , dans la mesure où les nouveaux macro-modèles
supposent la flexibilité des prix: c'est la problématique de notre prochaine
sous-section.
~Q~§:§~gr!Q~~- L'INEFFICACITE DE LA POLITIQUE ECONOMIQUE AVEC RIGIDITE
DES PRIX
"La nouvelle idée classique que les prix, dont les salaires, équili-
brent toujours le marché équivaut fondamentalement à l'hypothèse de la flexi-
-
150 -
bilité des prix chère au vieil équilibre classique" (1) . Or, dans la réalité
les prix sont rigides.
En effet, toute hausse du revenu nominal se décompose en augmentations
du prix et de la production. En plus, toute variation du revenu est étroite-
ment liée à celle de la masse monétaire. Dans ce cas, l'accélération monétaire
suscite
entre autres, un effet-prix et un effet-revenu. Mais il arrive que ~e
l'effet-revenu
soit le seul déterminant si l'effet-prix tarde à se manifes-
ter : il y a donc rigidité des prix. La condition de flexibilité des prix
n'est plus remplie et ainsi s'écroule l'un des piliers de la nouvelle macro-
économie classique: c'est bien sûr l'équilibre permanent du marché.
Cependant, l'inefficacité de la politique économique reste valable dans
la mesure bù-l'effet~prix dépend d'une anticipation de la masse monétaire.
Reconsidérons notre modèle de base et l'équation des prlX suivante
p~ - P~-1 = Y1 (YR
(4.13)
t - 1 - YR t - 1) +
E
œ* - p* )
t-l
t
t-1
avec Y1 > 0
où p* est le prix d'équilibre entre YR
et YR • En éliminant RN
de
t
t
t
t
(4.1) et (4.2) ,'il vient
(4.14)
(1) Jam~ TOBIN, 1983 op. cLt., p. 63.
- 151 -
Or, puisque d'après (4.13~ E -
p~ = p~, nous pouvons avoir l'expres-
t 1
sion de p* par (4.14), en déduire P* et par conséquent écrire (p* - F.
1 p*)
t
t
t
t-
t
p*
(13
+ 13
m* -'YR
+ E
p*
+ v )
(4.15)
t
0
1
t
. t
t-l
t+l
t
13
+ 13
1
2
p* = - - -
(4.16)
t
(p* - p*)
t
t
p*
- p*
'" - - -
t-l
t-1
(4.1~)
En substituant (4.16) et (4.17) dans (4.13) nous obtenons l'équation de
la production, soit
,
- 152 -
On remarque que (YR
- YR ) ne dépend que, de sa valeur passée, de la
t
t
composante non anticipée de la masse monétaire et des termes aléatoires Ut et
v
: ce qui rétablit l'inefficacité de la politique économique puisque Jes
t
paramètres S ne. dépendent pas des ~aleurs de ~ ..
1
Comment se manifeste cette neutralité de la politiClue économique par la
relation (4.19) ? Supposons un sous-emploi des capacités de production h
l'instant t-1
; alors, puisque ~2 est négatif par l'équation (4.5) , la rc~:1C
tion politique. serait d'accroître m*
de manière n ce que YR
1 = YR
l ' L'nn-
t'
.
t-
t-
ticipation de cette réaction entraîne la hausse de E
1 m* et, par (4.10) ,
t -
t
celle de P*. Il aura une augmentation de p* qui contrehalnncera précisément
t
t
l'effet de m~ sur la demande globale.
En considérant la fonction de perte quadratique E (YR
- YR )2, J'au-
t
t
teur (1) constate que le modèle à pr1X rigide est moins performant: la perte
étant plus élevée
que celle
produite par le modèle avec flexihilité des
prix.
Remarquons que l'hypothèse de rigidité des orix n'est pas interes-
sante : en effet, pour un prix ex-ante, les entreprises produisent plus que la
demande. Mais McCALLUM démontre que la "neutralité" n'est pas remise en cause,
Sl
on examine de près cette hypothèse. En adoptant une démarche similaire h la
précendante, il vient
/
(J) Be.neft T. Mc.CALLUM, 1980, op. w., pp. 733-734.
La. 6onc.tion de. peJt.te ut ~ga.e.ement uü.LL6~e. da.M .f 'a.Jr..;t<.cJe Jté.c.e.nt de
P.-Y HENIN et AndJté ZYLBERBERG, 1983, op. w., pp. 157-174.
- 153 -
d
d
YR
- YR
8
( *
E
*) + (YR
- YR
)
t
t
1
mt -
t-l mt
t-l
t-l
(4.20)
avec YR
min. (YR~ , YR~) et YR~ = VR
t
t
d
s
où YR
est la demande globale et YR
l'offre globale.
t
t
~
ta relation (4.20) ne dépendant pas des paramètres p"
l'inefficacité
l
de la politique économique reste valide.
L'équation d'ajustement des prix (4.13) constitue un ingrédient impor-
tant pour les modèles exposés. Cependant, il lui est reproché de considérer
l'anticipation de p~ au lieu de celle de P~.
Le rationnel de ce choix (1) est que les priX doivent être fixés au
début de la période au cours de laquelle ils seront appliqués. Cette pratique
serait coûteuse, en terme de ressources réelles, pour la firme faisant de
rapides innovations dans l'emploi et la production.
C'est aussi très coûteux de changer le niveau des capacités producti-
ves. En supposant que ces coûts soient quadratiques, nous pouvons écrire:
(4.21)
/
où cl et c
sont des paramètres positifs.
2
(1)
Be.neti T. Mc.CALLUM, 1980, op. e.-U., p. 733
- 154 -
Pour l'équation (4.21) , la demande étant satisfaite à pr~x ex-ante, on
d
suppose par anticipation que YR
= YR . Pour avoir le minimum, nous remplaçons
t
t
YR
par sa valeur anticipée; après quelques arrangements (1) ,'il vient:
t
p* = - - - -
t
(4.22)
Nous remarquons que cette dernière relation fournit le "rationnel" à la
fois pour l'équation (4.13) d'ajustement des prix et la définition de p~ don-
née par (4.16) . Autrement dit, cette équation" ... fournit la démonstration
que l'hypothèse de neutralité reste valable dans une économie à prix rigides,
c'est-à-dire inélastiques à l'excès de demande courante" (2).
Les organisations syndicales, jouant un rôle très important dans les
économies libérales, McCALLUM a élargi son modèle en y ajoutant une équation
d'arrangements salariaux, de caractère multipériodique
(4.22)
(1) B~nett T. McCALLUM, 1980, op. cLt., p. 742. Cé. égalem~nt :
P.-Y HENIN et A. ZYLBERBERG : "SUll. .t' ~nMcacLté d~ la pof.M:-<..qu~ mOYlé:taJJt~
daM du modè1.u d~ pJtéV..w-<"OM Jtaüot1I1e11e..6
av~c aJu..ô:tement paJc.:Üel. deA ptU.:x", Ecol1omù,
Appl-<..quée, :tome 36, 1983 op. cLt., Y1~ 1.
(2) B.T. McCALLUM, 1980, op. cLt., p. 734.
- 155 -
où
mesure le taux de salaire nominal,
w e s t le taux de salaire réel assurant l'équilibre entre l'offre
t
et la demande globales, c'est-à-dire YR
= YR .
t
t
La présence du taux de salaire réel dans l'équation (4.22) suppose
implicitement la prise en compte des fonctions de demande Rlobale, des encais-
ses réelles, de la politique monétaire et ~eè_~rix;2soient~res~ec~iEemèntles
équations (4.1), (4.2), (4.4) et (4.13).
En définitive, l'hypothèse d'inefficacité de la politique économique,
que suppose la ,nouvelle théorie macroéconomique classique, est liée à l'ambi-
valence des prix et~ Il ••• est ici formellement solide grâce à la redéfinition
des variables en éCRrt à l'équilibre ... " (1).
~Q~~:~~f!!Q~_II! - INEFFICACITE DE LA POLITIQUE ECONOMIQUE ET INFORMATIONS
COURANTES
Nous reconsidérons ici le modèle de base avec flexibilité des prix.
Mais l'information disponible, pour la prévision rationnelle de l'inflation,
cst courante.
Par exemple, au lieu de {RN
- E
1 (p*
- p*)}
nous'aurons plutôt
t
t-
t+1
t '
{RN
- E
(p*
- p*)} comme expression du taux d'intérêt réel. Pour mesurer
t
t
t+1
t
les conséquences d'une telle modification sur l'inefficacité de ln politiCille
économique, considérons la version simpli~iée suivante du modèle fondamentnl
(1) P.-Y. HENIN et A. ZYLBERBERG, 1983, op. cit., p. 166.
- 156 -
(4.23)
(4.24)
(4.25)
où par rapport au modèle de base, YR , a , ~2 et tout terme constant
t
2
sont supposés nuls.
L'erreur de prévision de p* devient
t
v
- u
t
t :+ (8 1 + 81 82 ~1/(81 + B2 - 82 ~1) et
P~ - Et-1 P~ = - - - - : . - - - - - . : - - - - - - - - - - - - - - -
(4.26)
a 1 + 8
+ 8
1
2
La composante non anticipée de l'inflation est affectée par la po1iti-
que monétaire systématique: le paramètre ~1 faisant partie intégrante de
l'équation (4.26) ; or, cette dernière étant une composante de la nroduction
réelle, l'hypothèse de neutralité de la politique économique nlest plus vp.ri-
fiée.
Ce résultat négatif pose le problème de la compatibilité des anticina-
tions rationnelles avec des infor~g~r8HE~SEst-i1. raisonnable ne supposer oue
les agents économiques prévoient sur la base exclusive d'informations cournn-
\\
tes? La réponse à cette question est bien sOr négative. L'élarRissement de
l'ensemble d'informatio~disponibl~au passé ne modifie guère le r~sultRt ini-
tial.
Pour Mc CALLUM (1), c'est irréaliste de supposer la connaissance cou-
(1) B.T. McCALLUM, 1980, op. W., p. 736-737.
- 157 -
rante d'agrégats économiques par les individus. En effet, les agents économi-
ques ne peuvent disposer d'informations courantes qu'avec un certain décalage.
Cependant, dans une étude récente, R.J. BARRO (1) prétendait rétablir
la règle de neutralité en remplaçant l'erreur d'anticipation de l'inflation
par celle du taux d'intérêt réel. Le résultat, ne tenant pas compte de la com-
posante non anticipée de la masse monétaire, est incompatible avec l'évidence
empirique. Il propose alors de prendre en compte l'erreur de prévision de la
masse monétaire. A ce niveau de la discussion, bien que la proposition de
BARRO soit raisonnable, il est normal de donner raison à James TOBIN qui écri-
vait notamment: " ... nous pouvons nous attendre à ce que soit dépensée une
ingéniosité considérable pour y parvenir" (2), c'est-à-dire pour rétûnlir la
règle de neutralité de la politique économique.
"Il semble difficile de soutenir l'idée que la règle de neutralité soit
applicable à l'économie américaine"
(3). Seule la définition de variable en
écart à l'équilibre, comme YR
- YR , peut faire survivre la lrévolution' des
t
t
anticipations rationnelles: ce message lancé par LUCAS (4) stipule qu'aucune
règle politique ne pourra maintenir la production élevée de façon permanente.
Nous proposons d'exposer, dans la troisième et dernière section de ce
chapitre, les résultats empiriques sur l'inefficacité de la politique économi-
que ou "LSP" (5).
(J) RobVt..t J. BARRO c.J..;té. pail. B.T. Mc.CALLUM,
1980, op. c.J..;t., p. 737 : "The
eqt.UL<.bJUwn appltoac.h to bLUJ-tnu-6 c.ydu", unpubwhed manLUJeJUpt, nov.
1979.
(2j J. TOBIN, 1983, op. c.J..;t., pp. 62-63.
(3) B.T. Mc.CALLUM, 1983, op. c.J..;t., p. 737.
(4) R. E. LUCAS : "Ec.onomeW.c. tuung 01'1 the. na.:tJ..vta1. Ilate. hypothu-i.lJ", -<"1'1 the.
Ec.onomeW.C6 Oô PIl-<.c.e. Vet~na:t.-<.on Con6e1lenc.e, ed-<.ted by
O. ECKSTEIN, WASHINGTON V.C. : B.G. Oô Fe.dVtaJ RUellve S•.
151 Ce. qu-<. -6-tgrUMe. /1 LUCAS-SARGENT PROPOSITION".
- 158 -
SEC T ION
III
LES RESULTATS EMPIRIQUES
SUR LA NEUTRALITE
DE LA
POLITIQUE ECONOMIQUE SYSTEMATIQUE
***
Il s'agit de voir comment se comporte l'hypothèse de neutralité macro-
économique classique lorsqu'elle est testée empiriquement. Les modèles estimés
ne sont pas les mêmes que ceux exposés précédemment; mais, l'idée fondamen-
tale reste la même, en ce sens que toute politique économique prévisible ne
peut
modifier le cours réel de l'économie. Nous exposerons successivement les
modèles et résultats empiriques de T. SARGENT, R.J. BARRO et F.S MISHKIN (1).
~Q~~:~~~I!Q~_! - LES MODELE ET RESULTATS EMPIRIQUES DE T.J. SARr.ENT
Après avoir précisé les relations du modèle, nous donnerons les résul-
tats empiriques obtenus par l'auteur.
PARAGRAPHE l - LES RELATIONS DU MODELE DE T.J. SARGENT
------------
Le modèle estimé repose sur clnq relations dans lesquelles :
U
mesure le taux de chômage,
nt
p*
est le logarithme du déflateur.du P.I.B. ou le taux d'inflation,
t
(1) - Thom~ J. SARGENT, 1916, op.clt ..
- Rob~ J. BARRO, 1911 et 1918, op. clt ..
- FAede4ic S. MISHKIN, 1983, op. clt ..
- 159 -
nf
le logarithme du taux de la population active,
t
YR
le logarithme du P.I.B. réel,
t
pop' le log. de la population,
~
RL
est le taux d'intérêt à long terme,
t
m*
la mesure logarithmique de la masse monétaire,
t
Zt
est un vecteur de variables exogènes de la fonction IS, comprenant
notamment l'imposition et les dépenses gouvernementales,
u.
avec j • 1, 2, 3, 4, 5 sont des termes aléatoires n'exhibant aucun
Jt
signe d'autocorrélation et n'étant pas corre lés entre eux-rnêmes.
La première équation établit une relation inverse entre le chômage et
la composante non anticipée de l'inflation; elle retient l'hypothèse du taux
naturel de chômage, soit :
n,
u
= y (p* - E
p*) +
L
(4.27)
nt
t
t-1
t
1
•
1
avec y < 0
La deuxième équation stipule que le taux de la population active dépend
directement de l'inflation non anticipée et est une fonction inverse du taux
de chômage, soit :
(4.28)
avec 6 > 0 et d < 0
- '60 -
La relation (4.29) est une fonction de type COBB-DOU~JAS ne tenant pas
compte de l'accumulation du capital, soit:
YR
(4.29)
t
L'équation (4.30) explique la structure par terme des taux d'intérêt
(4.30)
L'équation (4.3') inclut les encalsses réelles dans le mo~èle estimé
(4.30
Nous disposons donc de cinq équations avec clnq variables endogènes :
U
, nf , YR , RL
et p~ ; nous avons, d'autre part, trois variables exogènes
nt
t
t
t
Zt' POPt et m~ engendrant un processus autoregressif stochastique: ce qui
permet d'avoir leur valeur anticipée rationnellement.
En substituant les deux premières équations dans (4.29), il vient
l'équation d'offre globale:
YR
=
t + a,
t
0. 0
pOPt + {a, 13 + (a, d - a. ) y} (p* - E
p*)
,
t
t-1
t
n,
n 2
+ (a, d - a )
E
,
À.
U
. + a,
E
w. nf t-i
= ,
l
nt-l
= , l
i
i
(4.32)
- 161 -
Nous pouvons remarquer que (4.32) est une fonction croissante de la
part imprévisible de l'inflation.
En substituant (4.30) dans (4.31), il vient la fonction de demande glo-
baIe qui est bien décroissante dans le plan (P~, YR )
",
t
(4.33)
La solution du modèle s'obstient à l'intersection R t~iR~eF6ee~iaR des
deux courbes représentées par les équations (4.32) et (4.33).
La valeur anticipée de chaque variable endogène s'obstient en lui
appliquant l'opérateur d'espérance mathématique. En supposant chaque variahle
exogène égale à sa valeur anticipée, nous pouvons écrire :
n 1
..
E
U
E
À.
U
(4.34)
t-l
nt
l.
nt-i
l. = 1
n2
E
nf
= d E
U
+
E
w. nf
.
(4.35)
t-1
t
t-1
nt
l.
t-l.
l. = 1
(4.36)
(4.37)
- b
(m*
- p*
)
(4 • 3R)
3
t-1
t-1
-
162 -
Nous remarquons que la masse monétaire anticipée n'affecte pas la pro-
duction réelle, le taux de chômage et le taux d'intérêt à longue échéance.
L'auteur en déduit que "les manipulations des variables monétaires par le ~ou-
vernement n'ont pas d'effet prévisible sur le cours réel de l'économie et sont
par conséquent inutiles pour une politique contracyclique" (1).
Mais la politique monétaire systématique influence les prix. D'autre
part, pour la prévision du taux long, l'imposition et la demande globale n'ont
pas une influence déterminante. Finalement, le modèle implique imFii~ae que
les autorités monétaires ne peuvent stabiliser le taux d'intérêt nominal sans
occasionner une indétermination du niveau des prix (2).
Il est important de souligner que, si le modèle de prévision a une
structure récursive très classique, les variables endogènes sont'parfaitement
déterminées à la période courante.
On peut engendrer des prévisions de variables "réelles" en t+l, sous
condition des variables exogènes et de leur valeur anticipée. Ainsi, pour une
E +
m~+l donnée, différentes valeurs de m~+1 seraient associées aux différen-
t 1
tes valeurs de la production et du chômage; dans ce cas, plus la composante
non anticipée de la masse monétaire est élevée, plus élevée sera la production
réelle et moins élevée la valeur prévue du chômage. Mais ce processus de pré-'
vlslon n'est pas utile pour la mise en oeuvre d'une politique économique: par
exemple, prévoir le chômage avec des valeurs alternatives de m*
pour
t+1
E -
m~+l donnée et fixer ensuite m~+1 pour réaliser le taux de chômage désiré
t 1
par les autorités politiques.
(1) T.J. SARGENT, 1976, op. ~., p. 522.
(2) Po~ B.T. McCALLUM, 1983, op. ~., on peut lev~ l'~ndét~~~on p~ la
4edé6~~on d~ v~bl~ en éca4t à l'éq~b4e.
-
163 -
Ce qui affecte le chômage et la production, c'est la composante non
.
fav~ur
anticipée de la masse monétaire et il n'y a pas d'alternat1ve, en Ides autori-
tés politiques, pour
fixer cet écart à un niveau désiré non nul.
PARAGRAPHE II - LES RESULTATS EMPIRIQUES DU MODELE DE SARGENT
L'estimation du modèle précédent nécessite l'approximation de l'infla-
tion anticipée qui, comme le note l'auteur, s'obstient en regressant p~ sur
une liste de variables
disponibles et utiles en t-1. Dans chaque cas, cette
liste incluait toutes les variables prédeterminées apparaissant à droite de
l'équation définissant E -
P~.
t 1
Puisque le modèle est simultané, une variable-instrument est utilisée
pour estimer les coefficients. Les variables endo~ènes courantes, apparaissant
dans le membre droit d'une équation, sont remplacées par la composante systé-
matique d'une regression de cette variable sur les mêmes variables utilisées
dans le calcul de E -
P~
à cela, on ajoute les valeurs courantes des varia-
t 1
bles exogènes.
Les résultats d'estimation sont résumés dans le tableau n~ 4.1
Précisons que la fonction de production inclut les valeurs courantes et
retardées du personnel employé soit, nt = (nf
+ POPt - U
). L'estimation de
t
nt
la fonction de production est compatible avec des rendements croissants à
court terme et légèrement décroissant à longue échéance à la main d'oe~vre.
Les résultats révèlent que les anticipations ont le signe attendu. Les
hausses non anticipées du niveau des prix ont un effet positif sur le taux de
population active et un effet négatif sur le taux de chômage.
L'estimation du taux d'intérêt à lonp, terme n'est qu'une autore~res-
s1on, ne tenant pas compte explicitement des innovations dans Zt
- 164 -
TABLEAU N~ 4. 1
Les résultats empiriques du modèle de T. SARGENT
(1951.1-1973.3)
Variable: --
Estimale:
1. Un,
-0.287(,6, -
E,_,P,) + 0.0043 + 0.o00ooo71 + 1.47Un,_1
(2.0)
(2.5)
(0.5)
(12.8)
- 0.59Un,_2 -
0.03Un,_~ + 0.04Un,_4·
(2.9)
(0.1)
(0.3)
2. rif,.............
0.149(,6, -
E'_IP,) - 0.0750n, - 0.038 + 0.000041
(0.9)
(1.9)
(1.3)
(2.1)
+ 0.94rif,_1 - O.llnf,_2 - 0.02nf,_2 + 0.l2rif,_4t
- (8.2)
(0.7)
, (0.2)
(1.0)
3. y,
1.09';, + 0.24n'_1 -
0.24n,_2 -
0.14n,_~ - 0.02n,_4
(3.5)
(1.0)
(1.0)
(0.6)
(0.1)
+ 0.35 + 0.0009/~
(\\.8)
(4.5)
4. R,.............
1.52R'_1 - 0.77R'_2 + 0.44R'_2 - 0.24R'_ 4 + 0.15 + 0.003410
(13.1)
(3.7)
(2.4)
(2.1)
(\\.8)
(2.0)
5a. m, - p, - y, ..
-O.OOO4R. -
O.OOO4R'_1 -
0.010R'_2 + 0.02IR,_~
(0.0)
(0.0)
(1.4)
(2.4)
+ 0.007R'_ 4 + 0.015R'_2 - 0.OI2R. __ + 0.007R'_7 - 0.91
(0.9)
(2.1)
(1.6)
(\\.0)
(212.0)
-
1.37 x 10- 2 X III
(14.7)
5b. m, - p, - y, ..
-O.032R. - 0.006R'_1 - 0.027R'_2 + 0.014R'_J - 0.007R'_ 4
(2.0)
(0.7)
(3.2)
(1.6)
(0.9)
- 0.0003R'_ 2 - O.QISR, __ - 0.OO4R'_7 - 0.22"
(0.0)
(2.0)
(0.5)
(59.2)
5c. m, - p, .......
-0.0060R. -
0.0059R'_1 -
0.009IR'_2 + 0.0143R'_J
(0.5)
(1.2)
(1.7)
(2.6)
+ 0.OOSOR'_4 + 0.0107R'_2 - 0.0022R, __ + 0.0042R'_7
(\\.6)
(2.0)
(0.4)
(0.8)
+ 0.45.9, + O.l6Y'_1 + 0.19Y'_2 + O.09Y'_J - 0.OGY'_4
(3.3)
(1.9)
(2.3)
(1.1)
(0.9)
+ 0.02Y'_2 + O.OSy. __ + O.~~,_, - 0.22 - 0.00031"
(0.3)
(O.S)
(1.1)
(2.6)
(2.1)
5d. m, -
P,
-0.OO23R. - 0.OO75R'_1 -
0.ooS9R'_2 + 0.008SR'_ J
(0.2)
(1.5)
(1.6)
(\\.7)
+ 0.0045R'_4 + 0.0043R'_2 - O.OO44R. __ + 0.0003R,_,
(0.9)
(0.9)
(0.8)
(0.1)
+ 0.25j, + O.OGY'_I + 0'~Y'_2 - O.OIY'_J - 0.14Y'_4
(2.5)
(0.9)
(1.3)
(0.1)
(2.2)
- 0.02Y'_2 + O.Oly, __ + 0·04Y'_7 - 0.OS2tt _
(0.3)
(0.2)
(0.6)
(1.7)
NOT~.--l.ltatiJliC1 arc in parrnthC'K'l bcncalh cocfficicnll. Haned ,'.riables (.... ) arc 1)"lcm.lic parh oC
rcgrnlionJ _Ji_insl iOluumcn'al "ariablcs.
" Rl _ .908; SE • . 371; l>-W _ 2.07.
t Rl • .867; SE • .0040; D-W. 2.00.
.f.
; Rl - •.9~;SE • .009&1; D-W - 2.03; filler: (1 - .6L)1; .um or woiihu on 0 -
+.93;
(of, -
U•• + pop');" Il (nf. - VO, + pop,).
t Rl - .99; SE - .1~8; D-W - 1.89; .um otwoiKhll - .9~.
Il R' - .93; SE • .008~6; D-W - 1.97; fillor: (1 - .6L)1; .um or co<fTi<ôrnll on R - + .024.
"ill _ .28; Sr:: _ .0108~; D-W -
1.91: fillrr: (1 -
.8L)1; 'um orco<flicirn •• on R -
-.080.
"";ill _ .29; SE -
.00~61; D-W • 2.10; IIl1or: (1 - .8L)'; .um or woÎKnll on R - +.014; .um 01
wciJhll on 1 -
+ .96.
ti Rl - .2~; SE - .00~76; D-W • 1.99; 1111er: (1 - .8L)1; .um or WoiKh •• on R - -.oo~; .um or
wciehu on, -
+ .28.
source: T.J. SARGENT, 1976, op. cit.,p. 549.
Légende
Pour les encalsses réelles, deux paires d'estimations ont été réali-
sées
La première établit une liaison entre l'inverse de la vitesse de circu-
-
165 -
lation de (mt - P~ - YR ) et les taux d'intérêt courants et retardés, avec ou
t
sans trend. On remarque que l'introduction du trend augmente la valeur estimée
des coefficients des taux d'intérêt et que leur somme est positive. Selon
l'auteur (1), c'est un résultat normal bien que largement ignoré: l'introduc-
tion du trend, dans les estimations d'après guerre de la demande de monnaie
pour les U.S.A., tend à éliminer toute dépendance inverse de la vitesse de
circulation des encaisses réelles sur les taux d'intérêt.
La deuxième paire de regressions concerne (m* - p*)
; les encalsses
t
t
réelles, ainsi définies, sont regressées sur les valeurs courantes et retar-
dées de YR et RL, avec ou sans trend. Les résultats empiriques sont similaires
aux précédents. Selon l'auteur (2), chacune de ces quatres demandes d'encais-
ses réelles ou autre modèle raisonnable est convenable.
En déf~nitive,
"cela ne rentre pas dans la compétence du p,ouvernement
de s'engager dans une politique contracyclique activiste, sinon il employerait
des règles de politique monétaire et fiscale sans effet réel, comme par exem-
pIe la règle de x % de taux de croissance de M. FRIEDMAN" (3).
~Q~~:~~gI!Q~_!! - L'INEFFICACITE DE LA POLITIQUE ECONOMIQUE VUE A TRAVERS LA
PRODUCTION REELLE ET LE CHOMAGE : MODELE ET RESULTATS EMPI-
RIQUES DE R.J. BARRO (4)
Avec une relation différente d'anticipation de la masse monétaire,
-----------------
(Il T. J. SARGENT, 1976, op. W., p. 548.
(2 ) T. J. SARGENT, 1976, op. W., p. 548.
(3 ) T.J. SARGENT, 1976, op. W., p. 550.
(4] R.J. BARRO, 1977 e;t 1978, op. W ..
- 166 -
R.J. BARRO démontre empiriquement que seule la composante non anticipée a un
impact sur la production réelle ou le chômage.
Dans chacun des deux paragraphes suivants, nous exposerons le modèle et
les résultats empiriques
sur l'inefficacité de la politique économique systé-
matique, dans son effet sur le taux de chômage et le niveau de la production
réelle.
PARAGRAPHE l - L'EFFICACITE DE LA COMPOSANTE NON ANTICIPEE DE LA MASSE MONE-
TAIRE SUR LE TAUX DE CHOMAGE
Précisons d'abord comment mesurer la crOissance non anticipée de la
masse monétaire et, analysons ensuite ses conséquences sur le taux de chômage.
1 - Comment mesurer la croissance non anticipée de la masse monétaire ?
Cette mesure n'est que la différence entre la valeur effective
observée et la valeur anticipée du taux de croissance de la masse monétaire.
C'est pourquoi le problème crucial est la proposition d'une équation de prévi-
sion de la masse monétaire.
Pour R.J. BARRO (1), la masse monétaire anticipée m~ dépend de deux
valeurs récentes retardées de la croissance monétaire m* l' m* 2 ; elle est
t -
t-
également fonction
d'une variable mesurant les dépenses Rouvernementales et
du taux de chômage en t-1 : il s'agit respectivement de FEDV
et de TCB
l '
t
t -
(7) Robervt J. BARRO
"UnarttiupaA:ed mo ney gltowth and unempf.o yment '<'n t.he
UrU;ted S.t.aA:u" '<'n R. E. and Ec.o nomwuc. Ptta.c.tic.e, ecU.t.ed
by LUCAS and SARGENT, 1981, op. c.i.t.., pp. 564-567.
Cet. a.lttic.i.e ut. éga.f.eme.nt pubUé dan.o AmvUc.an Ec.o nom.<.c.
Re.v'<'e.w 67, 1977, pp. 101-115.
- 167 -
Finalement, l'expression de la composante systématique de la crois-
sance monétaire s'écrit:
(4.39)
Le
résultat
d'estimation sur la période 1941-73 est le suivant
m* = 0,087
+
0,24 m*
+
0,35 m*
+
0,082 FEDV
t
(0,031)
(0,15) t-1
(0,13) t-2
(0,015)
t
+
0,027 TeB
(4.40)
(0,010)
toi
L'équation (4.40) permet d'obtenir les taux de crOlssance anticipés
de la masse monétaire, notés m*. La différence entre m~ et m~ donne la compo-
sante non anticipée, notée ms , qUl seule peut affecter le taux de chôma~e.
t
2 - Tests empiriques concernant l'inefficacité de la politique moné-
taire sur le taux de chômage
(4.41)
où U mesure letaux de chômage annuel moyen,
ms est la composante non anticipée de la masse monétaire,
Mil
est le taux de personnel militaire par rapport à la popula-
t
tion active masculine,
Minw
est le taux de salaire mlnlmum.
t
-
168 -
A part les variables monétaires, le taux de personnel mi:itaire par
rapport à la population active masculine agit sur le taux de chômage. Par ail-
leurs, le taux de salaire minimum Il ••• aurait un effet positif sur le taux de
chômage, si l'impact négatif du salaire minimum
sur l'emploi domine l'impact
négatif probable sur la population active" (1).
L'auteur a non seulement estimé l'équation (4.41), malS aussi deux
autres variantes de celle-ci. Ceteris paribus, la première remplace les varia-
tions imprévues de la masse monétaire par sa valeur effective ; la seconde
exclut les variables explicatives FEDV
et TCB
de l'équation prévisionnelle
t
t
de la masse monétaire. Les résultats obtenus suivent respectivement (2) :
- 3,07
-
5,8 mS
12, 1 ms
1
t
(0,15)
(2,1)
(1,9)
t -
-
4,2 ms
2
4,7 Mil
+
0,95 Minw
(4.42)
(1,9)
t-
(0,8)
t
(0,46)
t
~
R2 = 0,78
SEE = 0,13
D-W
1,96
lu - ul
0,0043
TCB
= - 2,46
5,7 m*
+
0,7 m*
t
(0,34)
(2,7) t-1
(2,5) t-2
+ 3,5 m* 3
-
4,5 Hil
-
0,3 Hinw
(4.43)
(1,8) t-
t
(1 ,4)
t
(1 ,0)
~
R2 = 0,52
SEE .. 0,20
D-\\.,r = 1,68
lu - ul = 0,0059
TCB
= - 3,00 +
1,2 ms
4,9 ms
1
1,9 mS _
t
2
(0,31)
(2,9)
t
t
(2,7)
t-
(2,4)
2,6 Mil
+
0,2 Minw~
(4.44)
(1,3)
t
(0,9)
\\,.
0,31
SEE
0,23
D-W = 0,95
(1) R.J. BARRO, 7987, op. W., p. 572.
(2) R.J. BARRO, 7987, op. W., pp. 573-575.
-
169 -
Les chiffres entre parenthèses sont les écarts-type. Précisons que pour
l'équation estimée (4.44), les variations imprévisibles de la masse monétaire
sont obtenues à partir d'une relation de la masse anticipée dépendant unique-
ment de ses propres valeurs retardées.
Compte tenu des valeurs de RZ, du SEE et de la D-W, nous pouvons faire
deux remarques importantes à propos de ces estimations :
- L'estimation de la masse monétaire anticipée est compatible avec
l'équation (4.39) ; cette dernière dépend de deux valeurs retardées de la
croissance de la eFei888Ree monétaire, d'une valeur courante des dépenses gou-
vernementales relatives et du taux de chômage de la période précédente.
- Seul~les composantes non anticipées affectent réellement le taux de
chômage.
L'équation (4.42), satisfaisant bien ces deux remarques, montre que
toute hausse non anticipée de la masse monétaire a un effet positif sur l'em-
ploi ; il en est de même pour le ratio du personnel militaire par rapport à
la population active masculine ; enfin une augmentation de 1 i. du salaire
mlnlmum suscite une hausse de 0,95 % du taux de chômage.
Dans ce cas le taux de chômage naturel est défini comme dépendant unl-
l'ohte-
quement des variables du personnel militaire et du salaire mlnlmum. Pour, :~
oir, il suffit de poser ms • ° dans l'équation considérée.
D'après l'auteur (1), l'hypothèse de l'efficacité exclusive de la poli-
tique monétaire non anticipée entraîne des conséquences importantes. En ef~et,
seuls les mouvements de la masse monétaire en dehors des mesures politiques
contracycliques peuvent affecter les taux de chômage postérieurs
cc 'lui peut
porter des doutes sur la rationnalité de l'équation prévisionnelle de la
1
masse monétaire; en fait, "cette sensibilité de la masse rnonétnire nnticipée
U) RobeM: J. BARRO, 1981, op. cil., pp. 581-582.
- 170 -
au taux de chômage passé récent relève de considérations d'optimalité des
finances publiques, plutôt que d'une tentative de stabilisation économique"
(1). Des remarques similaires sont valables pour la variable FEDV
: en suppo-
t
sant la croissance monétaire constante, toute hausse des dépenses fédérales
a un effet positif sur le taux de chômage.
En définitive, ce paragraphe a permis de montrer que seule la compas an-
te non systématique de la politique monétaire est efficace dans la détermina-
tion du taux de chômage. Dans le paragraphe suivant, nous verrons si ces
résultats sont identiques pour la production réelle.
PARAGRAPHE II - L'EFFICACITE DE LA COMPOSANTE NON ANTICIPEE DE LA MASSE
MONETAIRE SUR LA PRODUCTION
Le plan d'exposé est similaire nu précédent
le prem~er point est con-
sacré
aux relations du modèle estimé et le second à l'interprétation des
résultats empiriques.
1 - Les relations du modèle estimé
Pour l'estimation de l'équation prévisionnelle de la masse moné-
taire, l'auteur a introduit deux modifications: il s'agit de la période d'ob-
servation allant maintenant de 1941 à 1976, et d'une faible pondération des
observations
de la seconde guerre mondiale (2).
(7) R.J. BARRO, 1981, op. cU., p. 582.
(2) ce;Ue. deuxiè.me. mocüMc.a.Uon .6 e jU.6:ti..Me. pM une. pf.U.6 gJta.nde uaJUa.nc.e. du
.6 éJUe..6 e..6.tûn~e..6 pOU/l. .ta. péJUode. de. gUeMe.
- 171 -
L'équation estimée de la masse monétaire anticipée suit
-*
m = 0,082
+
0,41 m~_1
+
0,21 m*
+
0,072 FEDV
t
t
(0,027)
(0,14)
(0,12) t-2
(0,016)
+
0,026 TCB
(4.45)
t
(0,009)
R2 (pondéré)
0,77
D-W
1,9
SEE
0,015
où ill* est le taux de croissance anticipé de la masse monétaire,
t
m~
Log (Mt) - Log (M - ) est le taux de croissance annuel
t 1
moyen observé de la masse monétaire Ml,
FEDV
= Log (FED ) - {Log (FED )}* avec FED mesurant les dépen-
t
t
t
ses gouvernementales réelles; {Log (FED )}* est obtenu
t
par les retards échelonnés à pondération décroissante et
exponentielle sur les valeurs de Log (FED) courantes et
retardées.
TCB
Log {U/(1-U)} est la variable du taux de chômage avec U
t
le taux de chômage observé.
A partir de (4.45) nous pouvons obtenir les valeurs estimées de la
masse monétaire anticipée, soitlli: m*. En faisant la différence entre m* et m*,
nous obtenons la composante non anticipée de la masse monétaire qui intervient
comme variable explicative
du niveau de la production réelle. Dans ce dernier
cas, la relation estimée est la suivante
+ a
Mil
+ a
t
+
(4.46)
5
t
6 \\
- 172 -
où ms mesure la composante non anticipée de la masse monétaire,
YRtest la variable logarithmique de la production réelle,
Mil
est le ratio du personnel militaire pe~ ~eppe~Ê
par rap-
t
port à la population mâle 15-44 ans,
t est une variable de trend,
Ut est un terme stochastique avec les propriétés usuelles.
C'est cette relation (4.46) qui a été estimée par R.J. BARRO (1).
2 - Les résultats empiriques obtenus et leur interprétation
Les résultats d'estimation du modèle précédent sont obtenus
avec des séries annuelles du P.I.B. réel observées sur la période 1946-1976 en
prix 1972. Toute chose égale par ailleurs, le résultat d'estimation de l'équa-
tion (4.46) est le suivant :
YR
'"
2,95
+
1,04 mS
+
1,21 ms
1
+
0,44 mS _
t
t
2
(0,04)
(0,21)
(0,22)
t
t-
(0,21)
+
0,26 ms
3
+
0,55 Mil
+
0,035.t
(4.47)
(0,16)
t
t-
(0,09)
(0,0004)
0,998
R2
(YR/trend) = 0,82
D-W
1 ,8
SEE
0,016
où les chiffres entre parenthèses sont les écarts-type.
Comme pour le taux de chômage, les valeurs courantes et éche-
(1) RobVLt J. BARRO, 1978 ou. 1981, op. W. pp. 585-616.\\
- 173 -
lonnées
de la composante non anticipée de la masse monétaire indiquent une
étroite corrélation positive avec la production réelle. La seule différence
réside dans la forte pondération des variables explicatives monétaires. A long
terme
une hausse de
% de ms entraîne 8RtraîR@ une augmentation de 3 05 7. de
t
t
la production réelle.
L'auteur relève l'existence de la loi OKUN (l)t en ce sens que
toute hausse de la masse monétaire suscite un accroissement ou une réduction
du niveau de la production réelle ou du chômage dans un rapport d'environ 3 à
1 : sur la base de 5 % de hausse du taux de chômage
une élevation de 1 7. de
t
ms entraîne un peu plus de 1 % d'augmentation du chômage.
Cet effet OKUN est aussi applicable à la variable Mil . Cepen-
t
s'exgl:i,gue
.
dant
son effet posi~if sur la product1 n/par l'1mpact qu'exerce l'enrôlement
t
dans l'armée sur la population active ou le taux de chômage.
Le trend exerce également un effet positif de 3 5 7. sur la pro-
t
duc t ion rée He.
Pour répondre à la question de savoir
S1 ce sont uniquement
t
les ms qU1 affectent la production réelle
ces variables explicatives ont été
t
remplacées par les taux de croissance effectifs de la masse monétaire. Le
résultat suivant a été obtenu (2) :
3 t 13
+
0t95 m~
+
0t 53 m~_l
- °20 m*
(OtOS)
(Ot 26 )
(Ot 26 )
(0: 23) t-2
0t27 m*
+
0t 31 Mil
+
t-3
t
°t0 335 .t
(4.47)
R2 (YR/t)
°t 70
D-W c: 1 t 11
SEE = 0t021
°t 997
(1) R.J. BARRO, 1981, op. W., p. 591.
(2) R.J. BARRO, 1987, op. W., p. 592.
- 174 -
Les valeurs de la D-W, de R2 et du SEE de l'équation estimée
montrent une belle performance. Mais les coefficients des variables retardées
m*
et m*
sont négatifs et peu différents de zéro.
t-2
t-3
D'autre
part, dans le but de tester l'inutilité des m* dans la
détermination de la production réelle, l'auteur a estimé une équation de la
production retenant simultanément les valeurs courantes et retardées de m* et
ms. Il aboutit à une valeur de F~o • 0,2 pour une valeur critique de 2,9 à 5 %
de significativité : ce résultat correspond à la suppression des m* de l'équa-
tion simultanée. Le test 1nverse donne Fio = 3,6. En conséquence, seule la
composante monétaire non anticipée influence la production réelle : ce qui
confirme les résultats obtenus pour le taux de chômage (1).
En conclusion, seule la politique monetaire imprévisible peut
affecter le cours réel de l'économie représenté
par la production réelle et
les ré&ult .. ts:
le chômage. Dans ce qui va suivre, nous donnerons/emp1r1ques
basés sur la
redéfinition des variables endogènes en écart à l'équilibre.
~Q~~:~~fI!Q~_!!! - EFFICACITE DE LA POLITIQUE DE STABILISATION ECONOMIQUE
MODELE ET RESULTATS EMPIRIQUES DE
F.S. MISHKIN (2)
Dans un premier paragraphe nOUR exposerons les relations du modèle des
marchés efficients; dans le second paragraphe, il s'agira d'examiner les per-
formances empiriques de ce modèle dans le cadre de l'inefficacité de la poli-
( 1) R.J. BARRO, 1981, op. cLt., pp. 574-75. Pq~ le taux de chômage, no~
aVOn6 /te..6pec.Uvemerz,t Fi 9 = 1,4 et Fi 9 = 15, 7 po~ une valeuJt cJU:t<.que de
3, 1
au.6e.uU 5 % de .6.tgru.6.tca.:ti.v-Ué.
{ 2]
F.S. MISHKIN, 1983, op. cLt., pp. 110-155.
- 175 -
tique économique systématique.
PARAGRAPHE l - LES RELATIONS DU MODELE DES MARCHES EFFICIENTS
Le modèle estimé repose sur la relation suivante
n
YR
+
~
e. (X . - X .)
+
(4.48)
t
~
t-~
t-~
~
0
où YR
mesure la production réelle au temps t,
t
YR
mesure le niveau naturel de la production réelle en t,
t
X est une variable instrument de politique économique,
t
X mesure l'anticipation rationnelle de X conditionnelle de l'infor-
t
t
mation disponible en t-1,
e. pour i = 1, ... , n sont des coefficients de regression,
~
€
est un terme aléatoire satisfaisant les propriétés usuelles.
t
Précisons les expressions de X et X
:
t
t
+ u
(4.49)
t
(4.50)
où Zt-1 est un vecteur de variables disponibles en t-1 et utilisées
pour prévoir X '
t
y est un vecteur de coefficients,
Ut est un terme aléatoire avec les propriétés usuelles.
En remplaçant X
. par son expression déduite de l'équation (4.50).
t-~
nous pouvons réecrire (4.48) :
-
176 -
n
+
l:
8. (X
.
z
. y)
+
(4.51)
l
t-l
l - l
l
0
L'inefficacit6 de 13 politique 6conomiqlle est sujette ~ deux types de
contraintes.
Elle implique que les devi3tions de 13 production et du ChÔm3ge
de leur nlveau naturel ne soient p3S corre16es 3vec les ch3nr,ements svstémati-
ques de la po~itique économique. Dans ce cas, 6.
o pour tout l de l'équ3tion
l
(4.52) :
n
YR
l:
r. (X
. -
X
.) +
6. X
. + E
(4 ."i 7.)
t
l
t-l
t-l
l
t-l
t
l
o
i
o
L'hypoth~se des anticipations rationnelles permet de r6ecrire (4.52) en
remplaçant X -
par son expresslon :
t i
n
n
YR
l:
8.
(X
. - Z
. y')
+
l.
6.
Z
. y'
+
E
(4.53)
t
l
t-l
t-l
l
t-l
t
l
o
l
o
Cette dernière re13tion 3ml'ne 13 deuxième contr3inte y
y'
cette
contrainte étant d6finie p3r r3pport ~ l'6quation (4.49).
Une proc6dure d'estim3tion non lin63ire est uti1is6e pour estimer l('s
deux syst~mes d'équ3tions : le premier est composé des équ3tions (4.49) et
(4.51) et le second comprend (4.49) et (4.53). T.'hypoth~se conjointe de rntio-
n3lité et de neutralité est test6e p3r le c3lcul de 13 st3tistiClue du ratio du
maximum de vraisemblance. L'auteur a adopté une spécification polynomi31e pour
les retards échelonnés.
L'équation d'anticipation de 13 croiss3nce monétaire diff~re de la SP('-
cification de BARRO, exposée préc6demment, en ce sens qu'(']]e dépend de ses
propres valeurs retardées, du taux des bons du trésor et des excédl'nts du hud-
get de l'emploi. L'auteur a retenu des ret3rds éche1onn6s plus longs que ceux
- 177 -
de BARRO, ce qui entraîne une " ... diminution potentielle du pOUVOlr explic~-
tif des tests mais ne conduit pas à des r~sultats statistiques incorrects"
(1).
Dans le paragraphe à SUIvre, nous exposerons les r~sultats de ce modplc
cies march~s efficients appliqu~ à la th~orie d'inefficacit? de la ~olitinue
économique anticipée.
PARAGRAPHE II - PERFORHANCES EMPIRIOUES DU MODELE DES ~APr.FES E"'"'Ir.IEI\\1TS
L'INEFFICACITE DE LA POLITIQUE ECONOMlnUE
La période d'estimation s'étend de 1954 à 1976. T.es fonctions de pro-
duction et de chômage sont estimées avec le taux de croissance monptaire commp
variable de la demande glohale. Le niveau naturel de la pro(1uction ou du chô-
mage est obtenu en considérant, entre autres, tlne variahle de trpnd notpc t.
Comme donn~esl l'auteur ~ ut i 1isé notammcnt
les taux de croissance monétaire ~11 et M2 notés m* et différenciés
par les chiffres 1 et 2 ; le mode de calcul est le m8mc que chpz
BARRO, soit la mesure logarithmique,
le taux de rendement moyen des hons du trésor, exprimé en taux annul'l
et noté RN ,
t
le taux d'infl~tion P~ est mesuré par le déflateur du r.I.IS.,
le p.I.n. réel noté YR
mesure la production réelle,
t
le taux moyen trimestriel de chômage cst noté Ut'
Y
est le taux de croissance trimestriel ou p.I.B. nominal.
t
(1)
F.S. MISHKIN, 1983, op. c.d., pp. 114-115.
-
178 -
En retenant 7 retards échelonnés, l'auteur remarque que les tests du
maximum de vraisemblance sont compatibles avec l'hypothèse des anticipations
rationnelles. En effet, comme le montre le tableau n.2 4.2, 1 'hvnothpse con-
jointe de neutralité e~~ationalité ne peut Etre rejetée au seuil 5 ~ de
significativité, ni pour la production réelle, ni pour le chômare.
TABLEAU N.2 4.2
Inefficacité de la politique économique
tests du ratio de vraisemh1ance
odel:
2.1
2.2
4.1
4.2
=pendenf Variable:
Log(GNP,) == YR
UN,= U
log(GNP,) = YR
UN, = U
:~eriplion:
7 Lags of MI C, - ,,;, G~
7 Lags of ~fl C, - Ml G~
20 Ings (lf MIG,-'MIG~
20 Ings of ,,9IG, - MIG~
inl hypothesis:
Likclihood rntio slatistie
x2( 15)" 22.69
X2( 15) .. 22.1\\0
X2(15) '" 43.1\\3··
X2( 15) '" 3i.54··
Mnrginnl signifieanee level
.0909
.0885
.0001
.0074
:ulrality:
Likclihood ratio slatislie
X2( 4) .. J.36
X1(4) ~ 9.67·
X1(4) =15.45··
X1(4) .. 12.08·
Marginal signifieanee \\cvel
.4993
.0464
.0039
.0168
Itionnlity:
Likclihood rnlio slntislie
x2(l1) .. 19.44
)/(11) c 13.31
X1(11)-29.17'·
X2(ll) -19.89'
,\\larginal signifiennee levcI
.0536
.2735
.0021
.0469
>Ir: Marginal signifieanee level '" the probnbility of getling that value of the likelihood ralio slatislie or higher under the null hypolhesis.
ignificant al the 5 percent Icve!.
Sienificanl al the 1 percent leve\\.
Source
F.S. MISHKIN,
19H3, op. cit., p.
117.
m*
e
et M1G
t
t
Les tests séparés de rationalité et de neutralité sont aussi largement
positifs, sauf dans un cas o~ il y a rejet au seuilS % de significativit6.
Mais lorsque les retards écllelonnés sont portés h 20, 1 'hypothèse con-
jointe ou séparée
de neutralité ou de rationalité est fortement reietée. 1'.1r
exemple, pour la production réelle, la prohahilité pour que 1 'hypothbse con-
jointe soit acceptée est de ] 'ordre de 1/10 000.
F.S. MI5HKIN a également procédé à ] 'estimation des coefficients des
composantes non anticipées et systématiques de la croissance monétaire: elles
- 179 -
sont suppos~~ influencer simultan~ment la production r~elle ou le chômaRe.
Seuls les coefficients S. sont significatifs et différents de zéro. L'auteur
l
en déduit que toute politique contracyclique est inefficace a cause de la
rationalité ~vidente des agents économiques.
Les r~sultats de F.S. MISHKIN concordent avec ceux de BARRO (1) et de
BARRO et RUSH (2) expos~s dans la dellxi~me sous-section. Cependant, il existe
des différences dans la spécification des modèles estim~s. Il s'[l?,it d'une
correction des corr~lations résiduelles de 4è>me ordre pour 1'1I51lKIN et de
second ordre pour BARRO; en plus, ce dernier a retenu, entre ,lutres, les
dépenses gouvernementales comme variahle explicative de la production réelle
ou du chômage
enfin la définition de la v,1riable mesurant le taux de chôm:q:e
est diff~rent
pour BARRO c'est Log fU/(I-U)} et pour MISllKIN c'est simplc-
ment la variable U mesurant le taux de chômage ..
Mais en d~finitive, si les résuJtats de l'HSHKIN sont Jl>gl>rcmcnt mOlns
bons que ceux de BARRO, celn s'explique par lél Jongueur des rct.1rds ocbclonnc;s
retenue dans chaque modèle estimé.
En effet, si l'informntion disponible pour prévoir la masse monétaire
comprend des varinbles assez reculées clans le temps, les résul tnts cmp1T1qucs
sur l'inefficacité de la politique économique systémntique sont moins J)('rfor-
m:Jnts ; en d'autres termes, 1es ,1gC'nts économiques ne peuvent mémori ser (HIC
des informations assez récentes dans la formation des anticipations rntionnel-
les.
[1)
Robvr;t J. BARRO,
1981 ou 1977 et 1978, op. cd. pro
563-616.
(2) R.J. BARRO and M. RUSH: "Unall.:tù.<'patC?d mOI1c?'U and economù activitll"ul
Ratio Ilaf. Expectal--<-o Il!.> al1d Eco 110111 <C' ro f <. (' Il, ('.rU-
ted bU Stal1.eC?u FISH[R, C!tùa90 : (/J1<'\\I(')l~.{·.t11 o~
Chùago rJteM 60tt the N.B.E.R., rp. 23-4&.
-
180 -
En conclusion, récapitulons les grandes lignes de l'inefficacitp de 1~
politique économique contracyclique examinée dans ce quatrième chapitre.
Dans un système économique caractérisé par la flexihilit~ des prix,
assurant l'équilibre permanent des marchés, les agents pconomiques prévoient
efficacement la politique économique systématique et rendent neutre toute
mesure politique susceptible d'affecter le cours réel de l'économie.
En cas de rigidité des prix, l'anticipation de la masse monétaire sans
effet-prix rétablit la neutralité de la politique économiqlle anticipée. Ainsi,
l'écart entre la production effective et celle du plein emploi des moyens ~p
production n'est déterminé
que par la politique monétaire imprévisihle
cette approche s'inscrit dans le cadre de la politique de stabilisation écono-
mique. Elle résoud le problème de la compatibilité des encaisses réelles avec
le modèle des anticipations rationnelles.
Il en est de même, lorsqu'avec le rétablissement de la flexihilité des
prlX, l'information disponible
est réduite à la période récente.
Les études empiriques peuvent être regroupées en deux parties
L'inefficacité de 1.1 politique monétaire sur la production réellp pt
le chômage. Dans ce groupe, nous avons exposé les travaux empiriques de Thomas
J. SARGENT (1976) et de BARRO (1977 et 1978) ou de nARRO et RUSH (19RO)
l('s
premiers avec les encaisses réelles ne sont pas performants: les seconds pt
une partie des premiers, sans les encaisses réel1('s, vérifi('nt ln t11('se d'in-
efficacité de la politique économique.
Nous avons exposé ensuite les résultats empiriques de F.S. }lISlIKIN
(1983)
ils se situent dans le cadre de la politique de stahilisation ~cono-
mlque.
Cette dernière approche est beaucoup plus réaliste, dans la mesure ou
- 181 -
elle résoud les critiques sur la rigidité des prix et sur les encalsses rée1-
les
dans les nouveaux modèles macroéconomiques. Dans ces conditions, c'est la
variable d'écart à l'équilibre qui rend compatible l'hypothèse de rationalité
et la situation de sous-emploi des moyens de production.
Nous synthétisons tous ces résultats dans le tableau n~ 4.3
TABLEAU N~ 4.3
Synthèse du débat sur l'inefficacité
de la politique economlque
Equilibre permanent
Sous-emploi des moyens
des marchés
de production
~
atlonallte
et ...
Hypothèses
Neutralité de la politique
Flexibilité
économique systématique
des prlx
(travaux empiriques de
SARGENT et de BARRO ... )
et i~~~~~~~~ns ~~~?~h~~~~.itré~li~t~~~~~·-.~-·~--4-------------------------------
1-----------------+=E-=f-=f'i-c-ac1""téCïë-ïa politl.qi.ïe·--+::N":"e-u-t:-r-a-l:;-lr:-té'-~d-e--::-l-a--p-o":;"l""l"':"t""l-q-u-e--'rl:-e-
Rigidité
économique systématique
stahilisation économique avec
des prix
(J. TOBIN, R. FRYDMAN et
anticipation de la masse
J.J. ROTEMBERG .•. )
monétaire (MISHKIN, BARRO .. .)
Efficacité de la politique
Neutrallté de la polltique de
Encaisses
économique systématique
stabilisation économique
réelles
(TOBIN, S. FISHER, R. FAIR)
(SARGENT, B.T. Mc CALLUM ... ) 1
En somme, les nouveaux économistes
classiqùes, avec les hypothèses de
rationalité et d'équilibre permanent des marchés, ont proposé et testé empiri-
quement que seules les composantes imprévisibles de la croissance monétaire
peuvent affecter réellement le cours de l'économie.
Nous nous proposons, dans les deux derniers chapitres, d'appliquer aux
séries trimestrielles françaises des tests empiriques simplifiés des modèles
sur la détermination des taux d'intérêt et sur la neutralité de la politique
monétaire.
CHA P l T-R E V
-*-*-*-*-*-*-*-*-*
TAU X D 1 l N TER ETE T
C 0 M P 0 RTE MEN T
DIA N TIC l PAT ION S
RAT ION N E L LES
FRA NeE
1964.1-1983.4
*******
INTRODUCTION
Nous abordons ici, le premier groupe des tests empiriques personnels
concernant la nouvelle macroéconomie classique. Ces tests s'articulent autour
de la détermination des taux d'intérêt en FRANCE et doivent nous permettre de
confirmer ou de rejeter les conclusions de la littérature économique.
Ces travaux personnels se rapportent aux grandes lignes des études
théoriques et empiriques exposées dans les deuxième et troisième chapitres. Il
s'agira donc, de construire des séries rationnelles de taux d'inflation et de
croissance de la masse monétaire, et d'examiner leur impact sur les taux d'in-
térêt : les deux phases de notre analyse empirique devant respecter rigoureu-
sement les contraintes de rationalité.
Avec des séries trimestrielles observées sur la période 1964.1-19R3.4,
nous étudierons, dans la première section, l'influence des mesures rationne1-
les de taux d'inflation sur les taux d'intérêt nominaux; cette première
approche empirique ser~ élargie, dans une deuxième section, par l'examen de la
corrélation entre la masse monétaire et les taux d'intérêt nominaux. Dans les
deux cas, nous devons vérifier si ce sont les seules composantes non antici-
pées des variables explicatives retenues qui affectent les taux d'intérêt.
- 184 -
SEC T ION
l
INFLUENCE DES MESURES RATIONNELLES
DU TAUX D'INFLATION ANTICIPE
SUR LES TAUX D'INTERET NOMINAUX
***
Expliquons d'abord la méthode de construction des données rationnelles
avant d'examiner l'impact des séries calculées sur la dynami~ue des taux d'in-
térêt à court terme ; ensuite nous exposerons les résultats empiriques sur la
constance du taux d'intér@t réel, ~t;~~nfin' la derni~re sous-section se pen-
chera sur la structure par terme des taux d'intérêt nominaux.
SOUS-SECTION l - CONSTRUCTION DES SERIES RATIONNELLES nu TAUX n'INVLATION
Elle doit respecter l'hypothèse des anticipations rationnelles pour
être valable. La méthode utilisée est celle retenue par D.K. PEARCE (1) et
Jacob GROSSMAN (2). Il s'agit en fait de l'utilisation efficiente des inrorma-
tions disponibles pour engendrer les taux d'inflation futurs.
Présentons d'abord la méthode de construction des séries avant de don-
ner les résultats empiriques qui en découlent.
PARAGRAPHE l - LA METHODE DE CONSTRUCTION DES TAUX n'INVLATION ANTICIPES
Si les anticipations rationnelles sont supposées refléter toute l'in-
formation disponible, la prévision des taux d'inflatii~v~~it. être effectuée
(1) D.K. PEARCE, nov. 1919, op. cit., pp. 450-451.
(2) J. GROSSMAN, nov. 1981, op. cit., pp. 415-411.
-:..-
-
185 -
sans perte d'information. Or la technique extrapolative traditionnelle conduit
à une situation d'information inutilisée.
La prévision d'un agrégat économique, comme le taux d'inflation, dépend
de plusieurs variables qu'il serait difficile d'énumérer de façon exhaustive.
c'est pourquoi, l'information disponible et utile à l'anticipation du phéno-"
m~ne étudi~ est, en méjorité, représentée par sa chronique. Par ailleurs, le
respect de l'hypothèse des anticipations rationnelles exige que toute prévi-
sion d'une période donnée devienne une information nouvelle pour la prévision
suivante.
Nous proposons de prévoir 80 séries pour le taux d'inflation. L'équa-"
tion estimée retient quatre
valeurs retardées dans sa spécification. I.e choix
de 4 retards échelonnés est consécutif à nos résultats empiriques oh tenus dans
une étude antérieure (1). Dans le même ordre d'idée, nous avons retenu la
technique d'estimation des moindres carrés ordinaires avec une correction des
résidus de premier rang .. Nous avons effectué 10 estimations succeSS1ves, et
chaque estimation est suivie d'une série de 8 prévisions. La deuxième estima-
tion est réalisée en ajoutant
aux données de base les 8 premières pr~visions
réalisées. Avec la deuxième équation estimée, nous engendrons un second groupe
de 8 prévisions qui serviront d'information nouvelle au ~roisième groupe des
taux d'inflation anticipés. Le processus est répété jusqu'à ce que l'échantil-
Ion d'intérêt soit complet.
Nous avons appliqué) cette méthode de construction de données rationnel-
les, aux séries de taux d'inflation calculées avec l'indice des prix à la con-"
(1) C6. Ino:tJte. mémobte. de. V.E.A. : "Taux d'.i.n:téJtU - taux d'ùtMa.t..i.ol1", pltue.n-
té et .6Oute.nu le. 13 jaYl.v.telL 1983 palt Anan.<. MENSAH. cette. étude. i!ta.U
é66e.ctuée. daYL6 le. c.ad!te. du laboJta.:tobte. Monna..i.e. et F.i.na.nc.eme.n:t ; le..6 :tJta-
vaux empbt..i.que..6 peJL6onYl.e..to .6WL la FRANCE Ua..i.e.n:t ltéa...eMée..6 .6uJt i.a péJt.i.ode.
1960.1-1979.4.
- 186 -
sommation et le déflateur du P.I.B .. Nous exposerons les résultats obtenus
dans le paragraphe suivant.
PARAGRAPHE II - RESULTATS DE PREVISION RATIONNELLE DES TAUX D'INFLATION
Que ce soit pour l'indice des prix à la consommation ou le déflateur du
P.I.B., l'équation estimée est:
4
L
a. p* .
(5.1)
i ...
~
t-~
où p* est la variable anticipée, c'est-à-dire le taux d'inflation,
t
p* . mesure la varible retardée avec i le décalage,
t-~
a
est la constante de regression,
O
a. est un vecteur de coefficients de regression.
~
1 - Le taux d'inflation anticip', calculé avec l'indice des prix ~ la
consommation
Les résultats d'estimation sont résumés dans Je tahJeau n.2 5.1. Tes
chiffres entre parenthèses sont les "t-student", c'est-A-dire le rapnort entre
le coefficient estimé et l'écart-type correspondant. Plus Je ouotient oh tenu
est supérieur à sa valeur critique, plus le coefficient estimé correspondant
est significatif.
Le terme constant et les coe~ficients des deux premières variahles
retardées sont très significatifs au seuil 1 h. Mais le a
est nép.atif pour
2
toutes les estimations. Dans l'ensemble, les résultats sont sip.nificatifs,
vues les valeurs successives de la statistique de k'ISPER-Sl'TEnECOR.
n"
- 187 -
TABLEAU N~ 5.1
R~sultats d'estimation du taux d'inflation anticip~
(Indice des prix à la consomm<ltion)
p~ = 30 + 31 P~-l + 3 2 r~_Î. + <1 3 r~_3 + 3 4 P~-4
a
3
él
o
al
a 2
3
4
0,69
0,75
- 0,74
0,35
- 0,09
__ i.2_~JJ)_
_ 1 32..°2)_
_ (.:. ~,~3l
_ 1 1-,-°2) _
_(.:. Q,lRl _
R2 = 0,308
F (4,
21) = 3,60
0-\\,' = 1,72
SEE = 0,904
0, 71
0,59
- 0,50
0, 15
0,01
__ 132..2.§)_
_132..2~)_
_ (.:. ~,l7l
_ 1°2..7J) _
__ (Q,Q5l _
IF
=
275
F (4,
29)
°
= 3,98
O-\\.J = 1,9R
SEE = 0,812
0; 73
0,55
- 0,46
0,13
0,01
_ _ 132..6~)_
_13-,-4~) _
_ (.:. ~,~4l
_ 1°-,-7.!.)_
_ _(.Q.,Q9l _
R2 = 0,267
F (4,
37) = 4,61
O-\\.,l = 1,99
SEE = 0,735
0,74
0,54
- 0,45
0,13
0,01
_ _ 142..0~)_
_ 1 32..8.2.) _
_ (.:. ~,~ol
_ 1°-,-7:}) _
(O,O~)
.
-
-
-
-
- _ 1
R2 = 0,277
F (4,
45) = 5,56
D-\\.J = 1,99
SEE = 0,6RO
0,74
0,53
- 0,44
0, 12
0,01
(4,41)
_ 14-,-°l)_
_ (.:. ~,~8l
_ i°-,-8~) _
__(Q,Q92. _
- - - - - -
R2 = 0,276
F (4,
53) = 6,32
D-W = 1,99
SEE = 0,639
0,75
0,52
- 0,43
0, 12
0,01
_ _ 1 42..7!:.)_
_ 1 42..2.!.) _
(- 3,12)
(0,85)
__ (Q,Q7l _
- - - - -
- - - --
R2 = 0,272
F (4,
61) = 6,94
O-W = 1,995
SEE = 0,607
0,75
0,50
- 0,41
0, 11
0,01
__ 1 52..°1 -
(4,28)
_(.:. 1,.!.92..
(0, R3)
(0,06)
- - - - - -
' - - - - - - ' - - - - - - -
R2 = 0,259
F (4,
69) = 7,28
0-\\0,7 = 1,997
SEF. = 0,581
0,76
0,47
- 0,39
0,09
0,01
__ 152..3~)_
(4,31)
(- 3,21)
(0,7R)
L..
_
(0,07)
- - - - - -
-
_ _ _ _ _
- - - - ' - - - - - -
R2 = 0,244
F (4,
77) = 7,45
0-\\0,7 = 1,999
SEE = 0,557
0,76
[
0,46
[
- 0,38
0,09
0,005
__
(0,7R)
152..5~)_
_ 142..4Q)_
_(.:. l,~8l
__ (Q,Q5l _
' - - - - - -
R2 = 0,237
F (4, 85) = 7,80
0-\\0,7 = 2,00
SEE = 0,534
0,77
0,45
- 0,37
0,09
0,003
__ 152..8~)_
(4,52)
(- 3,38)
(0,80)
__ (.Q.,.Q.32.. _
- - - - - - ' - - - - - - - - - - - -
R2 = 0,233
F (4 , 93) = 8,28
D-\\.J = 2,00
SEE = 0,513
Le coefficient de corréléltion .1justé est en moyenne ~g:Jle ?1 0,250 : il
existe donc une corrélation positive entre le taux d'infl.1tion :Jnticipé et ses
-
188 -
GRAI'1I10UE N2. 4
------~-------
éVOLUTION DU 711(1)( 1J'INFU9TION ( r n d,"oz. dQ!!# p,.;)( (} JQ <:on::.omTf1Qt,o",)
(19~1"..·.r -1.9U ..&j
~1\\
'...
",,
, ,
l
,
l
,
"1 1
1 \\
,
1
1
\\
,
1
1
1
l
,
1
t
, \\
1": : .
,
\\
~
, • '\\
f,'''
, ,
lt
\\
i'~
,,' 1
,
1
1
,
'
1
1
"
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1
\\
/ '",.\\
,
1
1
\\
f
\\
1
)
~I
1
'15
,.
1
1
1
l
,
,
'
,,
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, 1
t
,
1
1
,
'~J
l
,1
,,
_ _ _ _ _ ~é.Y"ie.6 ob..eY"vl&!o
, 1
: 1
~
...... $é.... ,'e.,s c..a.\\culie.B
l
,
"
,
1
Y
________ CO"""pOb~nt~ ""0'1 o.V\\t:c.i flées
1 \\
1 1
~ ,
Il
li
, 1
'1
:',1
~
1
réalisés
N.B.
Précisons que nos traitements informatiques ont été/par le lOGiciel
T.S.P.
Ctime series processor) disponible sur HULTICS. Cr. annexe A-2J.
-
189 -
valeurs échelonnées dans le temps; en d'autres termes, le coefficient de cor-
rélation moyen et le "t-student" justifient que l'indice des prix à la consom-
mation véhicule l'information nécessaire à la prévision de l'inflation.
A partir des coefficients estimés, nous avons pu engendrer des séries
successives de taux d'inflation anticipé répondant aux caratéristiques des
anticipations rationnelles. Nous avons représenté graphiquement les données
observées, les données anticipées et les composantes non anticipées du taux
d'inflation sur le graphique n2 4 (1) de la page précédente.
2 - Résultats de prévision rationnelles du taux d'inflation (déflateur
du P.I.B.)
(2)
L'examen du tableau n2 5.2 révèle que les résultats d'estimation du
taux d'inflation, sur la base des séries du déflateur du P.I.B., présentent
des coefficients négatifs et montrent que seuls les deux premiers sont signi-
ficatifs. Mais, comme dans le cas précédent, les résultats ohtenus sont hons
dans l'ensemble: les valeurs de la statistique de FISllER-SNEDECOR, pour 4
variables explicatives et 21 à 77 observ:ltions, sont toutes supérieures à leur
valeur critique qui va de 4,43 à 3,48 au seuil 1 % de significativité. En
moyenne, le coefficient de corrélation ajusté est plus élevé que dans le cas
précédent, soit 0,300. Enfin, les valeurs de la D-W justifient une ahsencc
d'héteroscédasticité au seuil 5 7. de significativité.
En définitive, en examinant les graphiques n~s 4 et 5, il ressort une
(7) Ce..o -6VUe..o -60nt pllé.-6e.ntée..o en annexe pp. A7, A2 et A3.
(2)
Le..o taL!X ob-6e.!l.vé.-6 de CJto,{.Mal1ce. du P. l .B., fe..o taux aflt-<"c'<pr,!J ct f'CJ.! COI11-
po-6an.te..o non an.ti.upée..o -60nt en aYlfleXe pp. A4, AS et A6.
- 190 -
TABLEAU NE. 5.2
Résultats d'estimation du taux d'inflation anticipé
(Déflateur du P.I.B.)
1968.1-1983.4
a
a
a
o
él
a
l
2
3
4
2,46
- 0,64
- 0,21
- 0,34
- 0,24
__ i3..!..9.~)_
_(.: 1.,2.11
_(.: ..!.,Q71
_ (.: ..!.,2.21
_(.: ..!.,1.51 _
R2 = 0,408
F (4,
21) = 5,05
T)-h' == 2,07.
SEE = 0,777
2,35
- 0,59
- 0, 17
- 0,36
- 0,40
__ i4..!..5~)_
(- 3,67)
(- 0,96)
_(.: ..!.,~91
_(.= 3.,251 -
- - - - - - - - - - -
R2 = 0,375
F (4,29) = 5,75
D-W = 1,86
SEE = 0,805
2,65
- 0,59
- 0, 14
- 0,32
- 0,32
__ i4..!..1~)_
_(.: !:,1.51
_(.= Q,~31
_ (.: 3.,Q21
_(.= 3.,1.11 _
R2 = 0.388
F (4. 37) = 7 31
T)-W = 1,92
SEE = 0,788
2,36
- 0,55
- 0, 11
- 0,28
- 0,31
(4,80)
_ (.: ~,~.61
_(.: Q,2. 11
_(.: ..!.,~61
_(.= 3.,3.31 -
- - - - - - -
R2 = 0,314
F (4,
45) = 6,46
D-i.J '" 1, 79
SEE = 0,807
2,50
- 0,54
- 0,12
- 0,24
- 0,24
(4,77)
_ (.= !:,!:71
(- 0,89)
_(.= ..!.,2.Q1
_(.= ..!.,~6__
- - - - - - -
- - - - - -
R2 = 0,309
F (4, 53) = 7,22
D-i.J = 1,89
SEE = 0,782
2,35
- 0,51
- 0,09
- 0,22
!
- 0,22
(5,21)
(- 4,32)
(- 0,71)
_(.= ..!.,2.31 l _(.= ..!.,~81 _
- - - - - - - - - - - - - - - - - - -
R2 = 0,271
F (4, 61) = 6,92
D-W = 1,84
SEE = 0,773
2,47
- 0,51
- 0, 11
- 0,21
- 0,20
(5,38)
(- 4,67)
_(.= Q,~91
(- 1,76)
_(.: ..!.,~21 _
- - - - - -
- - - - - -
- - - - - -
R2 = 0,271
F (4, 69) = 7,68
D-H = 1,89
SEE = 0,746
2,40
- 0,49
- 0,09
- 0,20
- 0,19
__ i5..!..7~)_
(- 4,65)
_(.= Q,~11
_(.= ..!.,2.61
(- 1,77)
- - - - - -
- - - - - -
R2 = 0,252
F (4,
77) = 7,72
D-i.J = 1,87
SEE = 0,731
saisonnalité correspondant au IItimin~1I des prévisions. Elle n'existerai t p"s
SI, nu lieu de 8 pr6visions à la fois, nous n'en faisions qu'une seule: ce
qUI s'avère très coûteux. En tout cas, .elle ne peut guère fausser 1:1 r()rn~1.1-
tion entre les taux d'intér~t nominaux et les taux d'inflatio~d:1ns 1:1 mesure
-
1q 1 -
EVOc..tJÏlON .])U T"1ull. .iJE CROI.sS~NcE:
~
~~l.l'n::UIG JU./ 1"'1[3
("9ôt!J r J. - 1.9ti3 :fP)
J
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ri
'1
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1 1
~
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\\ 1
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Il
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1
1
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l
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1
1
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\\
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1
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~
~
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sér';e.s o~e(,\\lée.~
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ant; (..1 pées
CO Yl"I pO 50. Y'\\"t~ YI 0 YI 0. Y\\1 i (.; pee s
- 192 -
où, et connne l'ont déjà démontré VOHE et KARNOSKV PUlS :r.. S. MISl-lKIN (7), J.es
séries désaisonna1isées ou non ne modifient pas sensihlement les résuJtats
obtenus avec elles.
SOUS-SECTION II - L'IMPACT DE LA COMPOSANTE NON ANTICI"PEE [lU TAUX n' INl"LATIOfJ
---------------
SUR LES TAUX D'INTERET A COURT TERME
Expliquons d'abord le modèle estimé et proposons ensuite le connnentaire
des résultats empiriques personnels.
PARAGRAPHE l - LE :HODELE ESTIME
------------
Il s'agit d'une vérification empirique à court terme de la reJation de
FISHER, augmentée des anticipations rationnelles, soit :
(5.2)
où RN
mesure le taux de l'ar~ent au Jour le jour sur le marché moné-
t
taire français,
a
est le taux d'intérêt réel supposé constant,
o
a
est le coefficient directeur de la composante non anticipée du
1
taux d'inflation; cette dernière mesure l'erreur rl'anticipation
des agents économiques par rapport aux données effectives.
(1) - YOHE and KARNOSKY, dec. 1969, op. ~., p. 24.
- FttedeJUc S. MISHKIN : "A Ita.ÛOrlaJ.. expec.ta.tion appltoach :to maettoeconome-
tlUCA ", 1983 0 P• ~ "
p • 93 •
- 193 -
Cependant, il est nécessaire que les taux d'inflation anticipés satis-
fassent le test d'absence de biais; ce qui nous conduit à estimer la relation
suivante :
(5.3)
où P* mesure le taux d'inflation observé,
t
P* est le taux d'inflation anticipé
t
L'absence de biais dans la prévision de l'inflation exige, Que le terme
constant a
soit significativement peu différent de zéro et, Que a
soit sen-
O
1
siblement égal à l'unité. Les résultats sont obtenus
avec les taux d'infla-'
tion calculés avec l'indice des prix à la consommation et le déflateur du
P.I.B ••
Dans l'ensemble, les résultats obtenus ne sont pas significatifs: les
valeurs de la statistique de D-W étant très faibles ; en plus, les couples de
coefficients (a
' a,) diffèrent sensiblement de (0, 1). Par exemple (1), pour
O
la période entière d'estimation, nous avons obtenu (2,25 ; - 0,25) pour l'in-
dice des prix à la consommation et (',94 ; 0,27) pour le déflateur du p.I.n ..
,
. . .
avanC~l;
.
En consequence, nos prévlslons apparalssent
biaisées ; nous pouvons/deux ral-
sons pour expliquer ce biais systématique :
D'abord la méthode de construction des séries rationnelles n'engendre
que des vale~rs moyennes. L'allure des courbes correspondantes des graphiques
n~S 4 et 5 en est une preuve évidente.
(1) NOM donnoYLO e.n anne.xe, page. A-22, lu ltûu.Lta.;u dé.t.a.-Ulu d' ab.6e.nc.e. de. ..
b~.
-
194 -
La seconde raison est que les s~ries construites temporellement ne
prendraient en compte que des informations extrapolatives. Or les séries
rationnelles, selon J. GROSSMAN (1), doivent véhiculer à la fois des informa-
tions extrapolatives et autonomes. Il démontre que les séries d'opinions ren-
dent compte des deux types d'informations nécessaires à la rntionalité.
Même si la méthode itérative utilisée est source d'informations autono-
mes, le biais de nos prévisions révèle leur insuffisance.
Toutefois, seule la comparaison entre les séries d'opinions et les
séries calculées du taux d'inflation permet d'apprécier la structllre des
informations utilisées dans le processus d'anticipation. Or, les séries d'oni-
nions n'existant pas en FRANCE, nous prétendons que la cause du hiais ne pellt
provenir que des valeurs moyennes qu'engendre le processus de prévision ration-
nelle.
En dernière analyse, seules les composantes non anticip~es dll taux
d'inflation interviennent dans la vérification empirique de la relation de
FISHER augment~e des anticipations rationnelles. En effet, selon les tenants
de la nouvelle macroéconomie classique, seule l 'évolution impr~visihle du tallX
d'inflation peut affecter le taux d'intérêt nominal; ils prétendent que, dans
la mesure où les agents économiques utilisent éfficacement les informations
dans un système économique donné, les taux d'intérêt doivent incorporer systp-
matiquement l'inflation anticipée.
PARAGRAPHE II - INTERPRETATION DES RESULTATS EMPIRIOUES OBTENUS
Nous partirons du modèle initial qui fait dépendre le taux de l 'ar~ent
(1) Ja~ob GROSSMAN, 1981, op. ~tt., p. 417.
-
195 -
au jour le jour de la composante non anticipée du taux d'inflation. Nous
serons amenés à introduire le taux anticipé dans l'équation initiale, dans le
but d'apprécier l'efficacité de la part non prévue de l'inflation ~ expliquer
le taux d'intérêt nominal. La faiblesse de la D-W nous conduira à retenir une
deuxième variable exogène, à préciser l'indépendance des deux variahles expli-
catives et enfin à changer la méthode d'estimation pour adopter celle des
moindres carrés ordinaires avec une correction des résidus de premier ordre.
Les taux d'inflation, mesurés en données trimestrielles, sont obtenus
avec l'indice des prix à la consommation
et la déflateur du P.I.H.
; les
résultats seront présentées et analysées suivant la nature des taux d'infla-
tion anticipés.
1 - Les résultats empiriques du modèle retenant comme variahle exogène,
la part non anticipée du taux de crOIssance de l'indice des prIX à la consom-
mation, sont résumés et retracés sur les graphiques n~s 6 et 7.
Pour toute la p~riode d'estimation, les coefficients de la premibrc
équation des graphiques n~ 6 sont significatifs au seuil 1 i.. Le terme cons-
tant, avec un "t-student " ég.1.l i'l 14,25, révèle une signific,1tivité au seuil
0,1 i. ; il est presque équivalent au taux moyen réel de la période d'ohserva-
tion, soit 6,25. Mais la statistique de la D-W étant inférieur ,1U niveau plan-
cher de sa zone critique, soit 0,731 pOlir 1 variable exop.c·ne ct 76 ohserV,1-
tians, nous en déduisons la présomption de l'oubli dans l'équation initi,1lc
estimée d'une autre variable explicative. Cette remarque importante est vala-
ble pour les sous-périodes des graphiques n~ 7, soient 1964.1-1973.4 et 1974.1
-1983.L1 •
Normalement sur le marché monétaire, les taux s'étahlissent suiv,1nt
le Jeu de l'offre et de la demande, soumis;1 l'action de la BanClllc dc l'"HANCE
- 196 -
GFt,APHlo.lJ~ NI b
ml/)( ~/N'éRE:T Il Colll'tT 7~'Ï"'E - C()HPA5I9It1TICS NOl\\! /lNTICI,PF.J;S
Du TA<Of .J)';t'{P"LIl[lÇJN(I.p.cl
-
Till/X Dé l../ët/B~qL(,/9B fi liN MO/S.
( 1..9€5,I-1983:œ)
RNt. = 0,:J 5
.. ~Jg Psb
(1~.5())
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Rt:=O,4-60
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JJ-W=.O/I.3i
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.,.. 1, "16 PSb + IJ,51.Dt
(1t-/3il)
(J,..Jt3)
(1-,18)
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R~ 0,01..9
F(./-; 13) =80,34-
~ ir'e.s ob.!. e.rllée.8
6irle.s ebr,mées - R~ (P.E>6)
- 1 - 1 -
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I,
\\
1
N. R.
Nos traitem('nts informatiques ont l-tl- n;;l1 isés nvec 1e logicit·]
T. S. l'.
dispDnihle sur ~IULTrcs. Cf. annl'XC A-24.
tw. ' 65 l ,,,
~~ ' '"
• 49 1 fa
11
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12, ,
13 '
1,.. ,
1.5
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71 '
Hl
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1.J 1 80
-
197 -
GRAPHIQUE: N':;
TAux JJ'INrERéT ft (.()(JRT TERfYlé:
- COf1P(}.5,ÇNTéS NON If/VTlC'PG~ PV TIi(J)( .lJ'IN~l..flTI()N (I·P.c.t
- TllflX
De
'- '~UF(O])O'-t.l9R n UN MOlb
l.l!.~fiN1Jé
.!:>ér,'es, ob~e.rl/é4!;)
.!:>é"",'el> Batimées - RIvt.(JJS~)
.sel""'ë~ e.sflméQfi, - I~(l/t:. (PSt.1 De)
- 1 - 1 -
Il?d,~e. dfiS r'~'''' à 1-0.. c.(),,&omrrJat"{)~
-t964.:I -19'1,3.. if
t91"", .. r -198.3: iY
RN~ = 5,.9~ "':1,19 P'.5o
RIVe =- 8,01,.
... i, bS PSt
(1 ~$)
(3,08)
(0,'1-6)
(.t, 55)
-~
R. =0'.95
F(fJ34.)::::.~f,..9 ./)-w=~6.i9 S.é::11.,8~
~ (VU,.. ':(i,'J8)=6,:J~ lJ-W.,;.~36:t
,Rfo/
RNt: ""
+ O,l,..{I.1Je
r = -0,01.
+0t't.P.5o ~()r9.3])t
~4- + ~S8 PSt
(- 0, 0$)
( 0,56)
(10,1,-)
("'/~)
(1,00)
(~(~)
~
-~
R. ." ~Mjl
F(t,33): 13,.!Jt,. l)-W=> 1.,I,L,. 5E ~ q6.9
R=>. ~"t./) F(.I.i31)"d5,~t,
1)-W; qt,..5.3
5-5. cr .e/3~
1\\ r
1
-\\
1
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1
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V\\1~'\\1
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\\
1 1
\\
,
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1
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\\
, r
1,
1,
l,
1
Il
l'
\\'
80
- 198 -
et aux influences des marchés monétaires étrangers dont le chef de file
demeure le marché des eurodollars. C'est pourquoi, nous estimons que le taux
d'intérêt nominal dépend non seulement, du taux d'inflation non anticipée,
mais aussi du taux des eurodollars, dans la mesure oll l'économie française est
fortement imbriquée dans les transactions économiques internationales o~ les
paiements se font surtout en dollars.
L'introduction du taux de l'eurodollar ~ un mOlS dans le modèle initial
augmente, dans tous les cas, le coefficient de corrélation et les statistiques
de FISHER-SNEDECOR et de D-W. Mais la dernière reste faible, sauf pour la
sous-période 1964.1-1973.4 où elle est comprise dans la zone critique {1,35 -
1,59}.
La faiblesse persistante de la D-W nous a conduit à douter de l'indé-
pendance des deux variables exogènes considérées : la composante non anticipée
du taux d'inflation et le taux de l'eurodollar à un mOlS. Cette hypothèse est
confirmée par la regression de PSt sur Dt' qUI a donné le résultat suivant:
- 0,36
+
0,17D
(5.4)
(- 1,41)
(6,18) t
0,332
F (1,
74)
38,20
D-\\ol
1 , 13
SEE
0,854
OU PS
mesure la part imprévisible
du taux de l'inflation anticipée et
t
D
est le taux de l'eurodollar à un mOlS.
t
Pour résoudre ce problème de dépendance entre PSt et Dt' nous avons
estimé notre modèle d'abord avec PSt' puis avec PS\\ (1) qui mesure la part de'
(1) VaM "Taux d' A.ntéJtU à c.oUlt-t -tVtme. e.-t -taux d' A. 11 f/-atio n anlJ..c'-<'pé", J. -~Ja!{{e.
ROUSSEAU a déMnJ.. une. vaJL.i..abR.e. J.>A.milaJ..![e., ma.i.6 me.J.>ull.an-t plu:tô:t fa pa!{:t.{ C'
de. R.'A.n6R.ation YlOYl an..tÂ..upée. quA. n'e.J.>-t pM e.xpPJ..qué.e. pM 1C'. :taux de. P'C'll-
1l.0dotR.M de. R.a péJt,[ode. pll.éc.éde.Yl-te..
-
199 -
la composante non anticipée de l'inflation interne; l'inflation interne
n'étant pas influencée par le taux de l'eurodollar. Pour les deux estimations,
nous avons retenu la méthode des moindres carrés ordinaires avec une correc-
tion des résidus de premier ordre. Nous avons obtenu les résultats suivants:
6,76
+
0, 10 PS
+
0,22 D
(5.5)
(4, 18)
(0,66)
t
(3,93) t
0, 143
F (2,72) .. 7,17
D-W
1 ,3007
SEE
1 ,09
6,73
+
0,10 PSI
+
0,24 D
(5.6)
(4,15)
(0,66)
t
(4,08)
t
0, 143
F (2,
72) • 7,17
D-W
1,3008
SEE
Il Y a une nette amélioration de la D-W par rapport aux résultats pré-
cédents ; mais les résultats (5.5) et (5.6) sont sensiblement et significati-
vement identiques : la faihlesse de la D-W est plutôt due à une autocorréla-
tion des résidus de premier ordre et non à une dépendance dcs variahlcs exo-
gènes retenues. Mais les deux problèmes évoqués pcuvent être liées et par
conséquent expliquer la similitude de nos résultats empiriques.
En définitive, la composante non anticipée du taux d'inflation n'expli-
que qu'en partie l'évolution des taux d'intérêt à court terme (1) : je t.1\\lX de
( 1) NotoY1J.J que .t' ;'lU:Jtoduction de fa vaJUabf..e aJ1tiupée du taux d' .ùl~Pa:UOI1 à
côté de .ta compohante non an-üupée donne Re JtéAuf tat hu;'val1t :
RN
~
4,35
t
+
2,48 PSt
+
1,86 Pt
[3,72)
(8,25)
[1,75)
RZ = 0,474
F (2, 73)
34,85
V-W = 0,679
SEt = 2,54
Au M.u.il 0, 1 % .te CO en éiuent mutt).pUca:te.wt de PSt eot jJt(;h /.)içp1·<'Mcaj.<'~
pOM une va..f.eM cJt-i.t-<-que éga..f.e à 3,45 : PSt e.xpR..<.que mieux PN j .
- 200 -
l'eurodollar y joue un rôle important. Son introduction dans le modèle proposé
infirme, a priori le test de FAMA : nous avons pu constater que le terme cons-
tant varie suivant la période considérée; en fait, ceci n'est qu'une simple
remarque, puisque nous clarifierons les conclusions de FAMA dans la troisipme
sous-section.
2 - Les résultats empiriques obtenus avec la part imprévue du tnux de
croissance du déflateur du P.I.B.
(DS ) sont résumés et retracés par les grn-
t
phiques n~s 8 et 9.
Nous remarquons une nette amélioration des résultats ohtenus nvec
l'introduction du taux de l'eurodollar
dans l'équation retenant uniquement
DS
ceci se caractérise pnr le R2 = 0,123, le F (1, 61) = 9,70 ct ln stntis-
t
tique de D-W = 0,385 qui passent respectivement
à 0,541, 37,54, et 0,h53.
Graphiquement, la courbe barbelée épouse relativement mlCUX la courbe des
séries observées. Ces résultats sont similaires à ceux de la période 1Q74.1-
1983.4. Dans l'ensemble, les résultats obtenus sont significatifs nu seuil
i:
et les coefficients multiplicateurs de DS
et D
ont le signe nttendu : ils
t
t
agissent positivement sur le taux d'intérêt nominal.
Mais comme pour l'indice des prix à la consommation, le taux d'in-
térBt réel, tout en demeurant très significatif, varie sllivant le nomhre de
variable explicatives et la période d'estimntion retentIs.
Cependant, la statistique de D-W restant faih1e, nous nvons proc0d0
à une estimation ryar les moindres carrés ordinaires avec une correction des
résidus de premier ordre. Les résultats pour les périodes 196B.2-1QB3.4 ct
1974.1-1983.4 suivent respectivement
- 201 -
G,RAPHIGVQ
Ni!8
T€R/"1ê
- COl'1~II/TG5 NON ,qNr'c.IP15~!5 .])t/ T,9t/X :tJ'INI="I..AT,ON (J).P(~'f
- T.4t/X.;DE J. 'EI/RO.])()LLRR "
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.,. (),I,.~ :DSt ~ ~6~.Dl:
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(1,56)
(1,5~)
~~::I tJ,S'-'1. F(,zi60)= 3;;5"- ])-w= 0,65.3
LSc.êNDE
_ _ _ _ .l>é.r,'e& ob&e.l""vee.r.
___ . _ _ e.ér/&.S e.t,~ C •• - RN/: (.DSt)
_ . _ , _ .!>~rle& e.6tlméQ& - RNt (.D!Jt 1 Dt)
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- 202 -
Gt~IIPHIGUF.. N'"..:J
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~ COURT Té:RMC - COMPOS/M/TéS NON ~nClpê;:5 J)u {Alix.. :J)~N,rL.qTlON(]).P/~!
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r'I'W>< .z>Fi.. Ô:!lIRazJO(..LRR
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_ _ _ _ 5~J'Ïe5 o~e"vec~
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.sé.,,"e5 e.sn'n,ées -l'?IV, (DSt:.)
_,_._ ..sé)"/e5 ~fl'mée5 • RIVt, (m(; J .Dt)
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RIVe =. ~63 ~o~".J)51: .;-o,~g.17c.
(~/It-') ('/8~)
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R~ ~(...1.6 .])-vrl~~SU. ,c'(~'3jt)= 14-/ag
.s.1ii. == ..t;33
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1-1
-..:;
16
- 204 -
emplrlques.
l'fl!{AGHAPIlE l
-
LE HODEl.E ESTTNE
Le test oc FM1A aSSOCie
l.1 rational ité (Il' l' inflation anti('ip(~e il la
constance du taux d'intérêt
réel:
en effet, SI
les individus utilisent effi-
Clcetnl'nt l'information disponible et utile ù lil pn'VISlon cI(· l'in f 1.1tion ilntj-
Clpee,
les fluctuations de cette derni~r(' seraient étroitement carrelées avec
celles du taux d'intérêt nomin.l1 et en dernière an,11 vse, le taux (l' iTlt(~r~t rr;e 1
;ltU'n<.lu serait constant.
Il s'agit d'estimer l'équation suivante
p*
+
.1
RN
+
f:
(5.Q)
t
1
t
t
où P* mesure le taux d'inflation anticipé,
t
RN
le taux de l'argent au jour le jour.
t
L'hypothèse exceptionnel1e de fM1A serait vérifiée si, ,1
correspond
0
significativement 2l l'espérance mathématique du taux d'intérêt réel dans le
temps,
ct .1
doit ~tre sensiblement égal 2l -
1.
1
Et pUlsque le terme aléatoire f:
doit respecter les propriétés llsue11cs
t
<.l'un processus stoch,lstique, nous estimerons 1.1 rel.1tion (5.10) (lui
permet
d'apprécier l'efficacité de l'hypoth('se de FMIA,
s o i t :
p*
+
+
n
p*
(5.10)
t
< 2
t-1
+
f:'t
Dans ce dernier cas, 3
doit ~tre nul, signifiant que P~-1' contenue
2
- 205 -
dnns le volume d'informntion disponible, est correctement Iltilis6e
dans l '~n
ticipation du taux d'inflation courant.
Pnrallèlement nu test de l'auteur, nous proposerons un modi'le faisnnt
intervenir le taux de l'eurodollar dans lil relntion initiale. ~l;lis, d.1ns ln
logique même des ilnticipations rationnelles, nous estimerons c.r,nlenH:'nt LI C0111-
posilnte non anticipée du taux d'inflntion, conlme àépcnd;mt du tnux cie l'('uro-
dollnr et du tnux de l'argent ilU jour le .îour ; ceci s'inscrit dans 1(' c~dr('
de la vnrinbilité dll taux d'intérêt réel. l.'équation estimôe est:
PS
+
+
(5. 11)
t
Comparativement aux exigences exceptionnelles clu test dl' FN1A.
1<' tPrJl1('
constant a
doit être négntif et les coefficients .1
et .1
rosit ifs
r('m~r-
O
1
2
quons que a
serait alors le niveau naturel du taux d'intérêt rc.el.
O
Les résultats empiriques du test de FA}~ appliqué aux données frnnçili-
ses, alnSl que notre explication empirique du taux d'intérêt réel sont exposés
et commentés dans le paragraphe suivant.
~~~~~~~!!~_n - LES RESULTATS EHPIRIQUES PERSONNELS SUR LA CONSTANCE nu TAUX
D'INTERET REEL
Nous avons retenu la période d'estimntion 1965.1-1983.4 et les deux
sous-périodes 1965.1-1973.4 et 1974.1-1983.4. La délimitation des sous-phio-
des s'explique par le marasme économique des années 70, marasme nccentu6 par
la crise pétrolière: il s'agit de mlCUX ilpprécier l'influence de l'envolée
des prix consécutive à la crise de l'or noir.
Les résultats emplrlques apparaissent dans la 1ère pnrtie clu tahleall
- 206 -
n~ 5.3. Nous remarquons que le coefficient de corrélation et la statistique de
TABLEAU N.2 5.3
Résultats empiriques personnels
sur la
constance du taux d'intérêt réel
Périodes
Résultats d'estimation
d'estimation
1965.1/68.2-
1983.4
R2 -·0,11
D-W==3,01
R2 == 0,03
D-W == 1,20
F (1,74) .. 0,83 SEE == 0,3
F (1, 61) == 2,88 SEE == 0,9
p* = 1,08
-
0,02 RN
1965.1-1973.4
_t _ _ (~,232. _(:-0.!..6J.)_ ~
.
_
R2 ~ 0,013
D-W = 3,00
F (1,34) .. 0,45 SEE == 0,4
-p* .. 0,90 - 0,0006 RN
DFP* =
1,71
-
0,02 PN
1974.1-1983.4
_t _ _ (~,~32- _(:.o.L0~)__ ~
t __ (~,~R2 _(:(]1.nZ)_ ~._
R2 = 0,00007
D-W = 3,00
R2 == 0,012
D-W = 1,l Q
F (1,38) = 0,003 SEE == 0,2 F (1, 3R) == 0,44Q S~F. ~_.O~~__
PS
= - 0,69
+
0,20 RN
DS
== - 0,22
+
0,17 FN
1965.1/68.2-
_ ~ _ i-~,.!~J2. _ i8.!..0~)_ ~ __ ~ _ i-~,~52. _. i 3.!..1.!-) __ ~ _
1983.4
R2 = 0,460
D-W == 1,31
R2 = 0,123
D-W = 1,41
F (1, 74) = 64,81 SEE == 0,8 ~ (1, 61) == 9,70 SF.~:-~J2-_
PS
• - 0,82
+
0,18 RN
1965.1-1973.4
t
(-2,08)
(3,08)
t
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - _. - -- -
R2 .. 0,195
D-W = 1,90
F (1,34) .. 9,49 SEE == 0,7
--------I---.,;.---'---=----=-----=--..:...-----....!.----j------.---------
PS
= 0,82 + 0,09 RN
ns
=
0,16
+
O,Oq FN
1974.1-1983.4
t
(2,06)
(2,55)
t
-------------- _ ~ _ i0.!..2~)_ _(~,~52. _t _
R2 = 0,124
D-W = 1,33
R2 == 0,067
D-W == l,53
F (1, 38) = 6,52 SEE == 0,7
F
(1, 38) == 3,81 SEE = O,Q
FISHER-SNEDECOR sont très faibles: il yaune absence de significativité des
résultats obtenus. Mais, si le terme constant est très si~nificatif, il faut
noter ~6e
qu'il ne se rapproche ~uère du taux d'intérêt réel moyen ohservé :
il est de 6,68 ou 6,97 suivant la nature du taux d'inflation: autrement dit,
- 207 -
le taux d'intérêt réel n'est p.1S constant. Et d';lil1eurs,
les v.1lr·urs de 1:1
[)-W supposent l'omission d'unC' v:1rÎ.1blc exoR(>ne import.1ntC' d:ms 1;1 sppci f ic.1-
tion du modèle estimé. Nais l'introduction du taux dC' 1 '('urndnll:lr, d:ms 1;1
relation spécifiée par FMIA, n':1méliore pas les résult.1ts : ('('s derniC'rs sont
présentés dans le tahleau n~ 5.4 :
TABLEAU N.2 5.4
Introduction du taux dC' 1 'curodoll.1r dans 1.1 relation dc FANA
(FRANCE, 1965.1-1QR3.4)
:----=-=-----:--,.......,...------;:---'-----'---------'--..,---~-------
- - -" . . -
- - - - - . -
IH'pte
1'*t
t
~
Clriahles,
.
xp lquees
['qriodes .
d estlmatlon
f---:;....:...::~..:...::...::...;.;-~---------------_.-.-------.--.-
--- . -.. , _.' .....
l,OO -
0,003 f)
-
0,0(17 RN
1,41 + 0,02 liN
-
Cl.Cll
Il
1965.1/68.2-
(10,4) (-0,18) t
(-0,42)
t
(J,76) (0,34)
t
(-Cl.V)
t
-'- -
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -. _. - - -
1983.4
R2 = 0,011
D-W = 3,00
R2 = 0,004
f)-W = 2,02
F (2, 73) = 0,42
SEE = 0,3
F (2,
53) = 0,12 SEE n n,~
---------
1,21 -
0,10 D
+
0,06 RN
1965.1-1973.4
(5,38) (-1,29) t
(0,87)
t
- ' - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
R2 = 0,003
D-W = 2,97
~~~~~~~-F~(-2~,-3-3~)~=~1
,~0~5~S_EE~=~0~,_4~~~~~.~--~~.-~---
..--.--
0,89 + 0,003 D
-
0,003 RN
1,78 -
0,02 NN
-
O,OOG D
1974.1-1983.4
J62.5~)_ (Q,~52. _t _ -i-~,~02. _ ~ _ (2,2,32. S.-S}.,!!.,02. _t _ S.-~_' ~ ')}. _t
R2 = 0,002
D-W = 3,05
R2 = 0,002
f)-W
1,')0
F (2, 37) = 0,033 SEE = 0,2
F (2, 37) <: 0,011 SEE = 0,')
~ . ~ ~ - _ . _ -
PSt
DSt
f---------=--------+--------.::...---- .. -- -_.
- 0,75 +
0,04 D
+ 0,17 RN
-
0,22 + 0,03 RN
+ n,la D
1965.1/68.2-
_(.=. 2,Ql2. _(Q,2,52. ~ _(~,~92. _t_ i-_02.4s}')_(Q,~12._t_ i.l.!.J~)_t
1983.4
R2 = 0,459
D-W = 1,31
R2 = 0,09
D-V = 2,06
F (2, 73) = 32,81 SEE = 0,8
F (2, 53) = 3,54 SEE c 0,9
--. - . -. _._---
- 0,99 + 0,12 D
+ 0,08 RN
1965.1-1973.4
(_ 2,23) (0,83) t
(0,56)
t
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - _. - - - -
R2 = 0,188
D-W = 1,86
1_~__~~-+_F:........:(~2..!..,_3::...:3:..:.)~=-=--5?-,0:...:5-..:..S_EE_=---=:0..!.,.:..8.:...6---,f---~------- _..
_
0,78 + 0,05 D
+ 0,05 RN
0,18 + 0,02 RN
+ 0,07 Dt
1974.1-1983.4
(2,00) (1,44) t
(1,00)
t
(0,26) (0,28)
t
(1,36)
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - .- - - -' - -
R2 = 0,148
D-W = 1,39
R2 = 0,041
D-W
1,90
1
F (2, 37) = 4,39 SEE = 0,7
F (2, 37) = 1,7R SEE =_ O,Q
_ _ _ _ _ 1
- 208 -
Par contre, lorsque nous retenons comme variahle endogène VS
au lieu de
t
p~, nous remarquons une nette amélioration des résultats précédents. Les
résultats de ces dernières estimations apparaissent dans la deuxième partie
des tableaux n~s 5.3 et 5.4 ; par exemple, pour la période 1965.1-1983.4, le
tableau n.2 5.4 révèle que R2 = 0,460, D-W = 1,31, F (2, 73) = 32,81 et que les
paramètres estimés ont le slgne attendu.
Cependant, les résultats du tableau n.2 5.5 montre un biais dans la pré-
vlslon des séries de taux d'inflation; en effet, l'introduction de P~-1 dans
TABLEAU N.2 5.5
Efficacité du test sur la constance du taux d'intérêt réel
(FRANCE,
1965.1-1983.4)
P~ = a O + a 1 RN + a
t
2 P~-1
I~---"""'-------"---""""-=---=--_""":"'_-=:---=--=~--""""'----------- - - -
p*
DFP*
t
t
~
rà~Bli~uées.
I?~riodes .
~a~e~s~t=l~m=a=t=l=o~n~~
~
.
~
_
1,54 -
0,014 RN
-
0,54 p* 1 0,69 + 0,017 RN
+ 0,4 OF1'*
1965.1/68.2-
i1~,J..)_(.:.1.!..62) _ _t_ i-~,~3l ~ _1\\~,J..7l i0.!..6~)__t_ i 3-,-01) t-1
1983.4
R2 = 0,276
D-l.J = 2,24
R2 = 0,108
D-1.' = 2,OQ
F (2, 73) = 15,3 SEE = 0,3
.. (~60)_.=.~.L?L~~·~_.=_n,?
_
1,69 - 0,03 RN
- 0,56 p* 1
1965.1-1983.4
(7,18) (-1,3)
t
(-3,8) t-
----------------
R2 = 0,272
D-W = 2,19
F (2, 33) = 7,54 SEE = 0,3
---------!-~..:...-~..;..:..=---...:....!.-=----..:-=--_-!...:=---+--------------
-
1,38 - 0,0001 RN
- 0,55 p* 1
1,18 - 0,01 RN
+ 0,3 DFP*
1974.1-1983.4
i8.!..3.!)_(.:.0.!..0J..) _ _t_ i-~,2)_t= _ (~,~Ql i-2.,~7l ~ _(J..,~Jl .t=1.
R2 = 0,264
D-W = 2,30
R2 = 0,057
D-W = 1,72
F (2,37) = 7,98 SEE = 0,19
F (2, 37) = 2,19 SEE
0,51')
la relation de FAMA montre que le taux d'inflation anticipée n'utilise pas
-
efficacement l'information disponible: le coefficient multiplicatellr de p*t-1
étant significativement différent de zéro au seuilS %. Nous attribuons ce
biais au processus de prévision des séries rationnelles, qui n'engendre qlle
- 209 -
des valeurs moyennes. C'est pourquoi, la variable mesurant la composante non
anticipée du taux d'inflation est bien adaptée au modèle estimé, dans la
mesure où elle fait intervenir les séries observées dans son calcul.
En conclusion, nous rejetons l'hypothèse de constance du taux d'intérêt
réel avancée par Eugène FAMA ; autrement dit, le taux d'intérêt nominal ~
court terme n'est pas le meilleur "prédicteur" du taux d'inflation. Dan~9cadre
d'une économie ouverte comme celle de la FRANCE, le taux de l'eurodollar
approxime bien l'instabilité du taux d'intérêt réel.
Dans la sous-section suivante, nous aborderons l'analyse empirique de
longue période sur la structure par terme des taux d'intérêt.
~Q~~:~~g!!Q~_!Y - ANALYSE EMPIRIQUE DE LA STRUCTURE PAR TERME DES TAUX
D'INTERET NOMINAUX (FRANCE,
1965.2-1983.4)
Précisons d'abord les hypothèse du modèle estimé et voyons ensuite Si
elles s'accordent avec la réalité économique française.
PARAGRAPHE 1 - LES HYPOTHESES DU MODELE ESTIME
La théorie de la structure par terme des taux d'intprêt arparaît co~me
l'un des champs d'application privil<.'p.iés des anticipations rationnelles. "1 0US
la situons dans l'optique d'une analyse ~ lonp.ue échéance des tallX ~'int~r~t
nominaux.
Il s'agit de montrer que les variahles exogÈ'nes, expliquant les taux du
marché financier, peuvent être approximées par la somme pondérée des taux
courts
et des taux d'inflation. L'équ:ltion ~ estimer se nréspote comme suit
- 210 -
4
4
+
E
a. RN
.
+
E
b. P* .
(5.12)
1
t - l
1
t - l
1
0
i
0
où RL
mesure le taux de rendement en bourse des obligations du secteur
t
privé,
Co est un terme constant,
RN
est le taux de l'argent au iour le jour sur Je march~ ~onétaire
t
français,
a. et b. sont des coefficients de pondération.
1
1
Implicitement, le modèle estimé est supposé respecter les propriétés
usuelles d'un processus stochastique.
En supposant que les taux courts enrobent déjà la part anticipée du
taux d'inflation, nous proposerons un modèle faisant intervenir PS
n la place
de P*. Cette reformulation du modèle initial permet d'apprécier l'éfficacitp
des informations utiles à l'6quilibre sur le marché des titres. Mais la non
significativité de certains paramètres estimés, nous conduira n éliminer des
variables retardées de manière à élever le niveau de la D-W.
~~~~2~~~~§_ll - RESULTATS EMPIRI0UES SUR LA STRUCTURE PAR TER~E DES TAllX
D'INTERET NOMINAUX
La présentation matérielle des résultats comporte deux tahleaux et dellx
paires de graphiques, correspondant à la nature du taux d'inflation utilisé.
Dans chaque tableau, nous avons présenté par période d'estimation les r~sul-
tats du modèle initial et ceux retenant PS ou ns à la place de p* 011 DFP*.
Parallèlement, nous avons donné des résultats
d'estimation sans certaines
variables retardées.
1 - Dans le tableau n~ 5.6, les résultats concernent les taux de crols-
TABLEAU N~ 5.6
Résultats empiriques du test sur la structure par terme des taux d'intérêt nomlnaux
4
4
RL
+
L
a. RN
.
+
L
b. p* .
Co
t
l
t-l
l
t-l
i
l
= °
°
Co
aD
al
a
a
a
b
b
b
P~riodes.
.
2
3
4
bD
b 1
2
3
4
Cl estlmatlon
1965.2/68.2-1983.4
2,90,1 0 ,51
,-0,11
1 0 ' 18
1-0 ,23 1 0 ,35 1 0,14 1 0,08 1°,06 1 0,;:4 1°,33
J~~~(~~~~~~J~~~~~0J~~_~~~J~~_~2~J~0_0~L
R2 = 0,884
D-W = 0,323
F (la, 65) = 58,33
SEE = 1,04
7 , 5 3 Ta, 29 1
1
. 1-0, a a 71 a , 03 1 a , 06 1
1
1 0, 1a 1 a , 0 7
_('::,'::3l'18.L02.)
1-Q,JJi(Q,24l i. l .L0D
(1,28l i.l .L1l)
R2 = 0,477
D-W = 1,67
F (6, 68) = 11,90 SEE = 0,4
P = 0,984
(62,11)
5,63/-0,00810,111-0,0710,0510,0710,2410,2510,28\\ 0, 23 1 0,23
i?~.,2)_(-=-0.L0!.1_(Q,D_(-=-0.L4l10..!-4l_(Q,D_ 1 1..!-9l_(J.-,D_ 12..!-0~)_(J.-,D_11.L6~
1965.2-1973.4
R2 = 0,780
D-W = 0,530
F (la, 25) = 13,41
SEE = 0,4
6,45 1 0, 18 1
1
1 0,05 1 0, 02 1 0, 006 1
1
0,06 1 0,05
_(J.-o..!-8l 14..!-1~)
(J.-,Q)_ 1 0.L3l _(Q,J.-3l
1 1.L0l
_(Q,~)
R2 = 0,725
F (6,28) = 13,65
."
D-W = 1,55
SEE = 0,205
P = 0,9
(15,9)
5,141
0,771- 0 ,29j
0,371-0,1910,151-0,221-0,351-0,181-0,1710,55
_(2,~5l 14L 92)_ i-~,2 1 1L4J.-)_(-=-0L8l 1 1.L0l _ 1-Q'!.1_(-=-1.Ll1i.-Q,~i_(-=-0..!-6l(J.-,~)_
1974.1-1983.4
R2 = 0,808
F (la, 29) = 17,4
D-W = 0,546
SEE = 1,02
7,9510,321
1
1-0 , 007 1 0, 04 1
0, 09 1
1
1 0,09 1 0, la
_ (t:..,!.5) (5 72)
_ _ _ _ _ _ (-=-~1) _ (Q,~) __ (Q,~)
(Q,~)_ 10.L9l
L
R2 = 0,585
F (6, 33) = 9,24
D-W = 1,77
SEE = 0,461
P = 0,96 (26,7)
TABLEAU N~ 5.6 (suite)
---------------------
4
4
RL
Co
E
a. RN
.
+
E
b. PS
.
t
+
~
t-~
~
t-~
i = 0
i = 0
.
.
.
.
.
.
.
.
~.
es ~mes
a
a
b
b
b
b
b
Co
a O
al
a 2
3
4
O
l
2
3
4
'ri des
.
a~es~~mat~on
3,70
0,51
-0, 11
0, 18
-0,23
0,36
0, 15
0,06
0, 11
0,20
0,30
(8,6)
(4,0)
(-0,6)
(0,9)
(-1,2)
(3,0)
(0,8)
(0,3)
(0,6)
(1,0
(1,5)
f--------~---------------'----'----------------
R2 = 0,884
F (10, 65) = 58,22
D-W = 0,328
!'SEE = 1,04
1968.2-1983.4
J
J
7,77
0,30
L .<
-O,OO~ 0,02 L0,04 L
J
1
0, 05 1 0,06
r-i4~)_ ~L
_ _
_ _ _ i-Q,QO _(Q,~)_ (Q,2)_
_ _
_ ___ _ (Q,1.) __ (.!-,Q)_
...
R2 = 0 457
F (6. 68) = 11. 06
SEE '"' 0 369
D-W = 1 67
ô = 0 984 (62 11)
6,65
0,006 L0, 10
0,01~ -0,05~
0,12
0,25
L0,28
0,23
0,13
0,10
ll2.,~)_ ,_(~,~52.. (~,~82 _(~,~9) i-E.,25) _(..!-,..!-12.. c-(~,~)_ (~,~) __(.:.'2.)__ (2.,2?~__(~,2?~_
1965.2-1973.4
R2 = 0,764
F (10,
25) = 12,30
D-W = 0,554
SEE = 0,375
6,65
L0,17 L J
J
0,05J
0,003 L0,008 L
J J -0,002~ 0,02
ll.!-,Q)_
('::,Q) _
_ _ _ _ _ _ (~,,2)
_(,2",2,62..
(,2,,~22..
_ _ _ _ _ _ (.=.02.-0'::_(,2,,'::)_
R2
= 0 703
F (6,
28) = 12,4
D-W = 1,53
SEE = 0.208
P = 0,945 (17,26)
k-
k-
k-
1
4,67
0,72
0 ,23
0,33
-0,18~ 0,18
0 ,12
0 ,221
-0,30
-0,04~ 0,38
I-J!:...,J.)_ c-('::,J.)_ (-,2,,1.) __ (.!-,~4l i-,2,,24) _(J.".!-)_ (-,2,,!:...)_ (-,2,,2)_ i-.!-,.Q) _ _ (.:.02.- 1!:... _(J.,,!:...)_
1974.1-1983.4
R2 = 0,796
F (10,
29) = 16,25
D-W = 0,501
SEE = 1,05
L
L
07
8,4
L 0,32 L
J
J 0,00~ 0,02 0,03
1
1 0, 1 0,08
fJ~,~)- (~,J.)_
_ _
_ _ _
_(,2,,2,4) _(,2,'::)_
(,2,2)_
_ _ _ _ _ _ _ _ i 02.-62.. _(,2,J.)_
R2
= 0,575
F (6,
33) = 8,91
D-W = 1,79
SEE = 0,469
P = 0,961 (25,85)
-
213 -
sance trimestriels de l'indice des prix à la consommation.
Les résultats du modèle fondamental et de notre version personnelle
présentent des valeurs très significatives de la statistlÜqud ·dl.! 1FISHER'"
SNEDECOR, soient en moyenne 58 pour la variables exogènes et 65 degrés de
liberté. Mais parallèlement, no~~7nge faible D-W pour un R2 = 0,800 : ce qui
signifie une forte autocorrélation positive des résidus.
Nous avons alors effectué les estimations par les moindres carrés
ordinaires avec corrections des résidus de premier rang. En
plus, nous avons
exclus des relations:·estimés les deux premières variables retardées: consé-
cutivement à nos premiers résultats, elles présentent une valeur explicative
insignifiante.
La qualité de nos nouvelles estimations nous conduit à représenter les
les séries observées et calculées de RL
: il s'agit des graphiques n~s la et
t
11. En
effet, nous constatons une forte remontée de la
D-W
et une mcilT
leure significativité des valeurs de la statistique de F-S. Mais si les
représentations graphiques révèlent de bonnes estimations, nous remarquons
paradoxalement que le R2 = 0,580 en moyenne.
Avant de proposer une explication de ce paradoxe, il serait intére~sant
d'examiner le cas des résultats obtenus avec le déflateur du P.I.B ..
2 - Les résultats obtenlls avec le déflateur du P.I.B. sont donnés d;ms
le tableau n~ 5.7. Les commentaires demeurent les mêmes que précédemment.
En effet, la faiblesse de la D-W nous a .conduit à réestimer le
modèle initial et sa spécification "rationnelle", tout en omettant les
multiplicateurs
valeurs retardées
dont les coefficients
s'avèrent peu signifi-
- 214 -
GRnPHd)(J~ IV'IIO
'&:.5 r
.:.u/l UI
5TRI.ICrt/Rë
PA~ ïE:~f\\IIé DES T/9t/J',
('11".-0- 198J:!,Y)
Rl
,. q p;r 1-~
t -= ~SJ
.... ~MRN~ -qœ>ilRIIti.,3 "",?O..3RNt_~ ",~o61 "'QIl:JI?_3
('r/~) (4Q.9)
(-4 Iii)
(0,7'1,.)
(~Pjl)
(:t, 61,)
(~u)
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P(6;1,8)= It"SO
.J)-W:r.. 1,(/1
5.15:: 0,..36.2
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1
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1
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1
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T,.....,Cl6T..es
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T€.57
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PAR...
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(t.96:j";Jl- 18S3'fP)
RI.t;.=?,1Zl-
-+ 030RNt-
- O;()005RNr._& -fo~i}~RNt.-'r
~ ~O* P.5 +
t
~ 05 PSt-3
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(~,I~)
(-q.CI.2.)
'~60)
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....
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1
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l
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l
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'
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1
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'Hi '
'" 1
OH 1 ·:13 1 t9 1 80
111 1
lU- 1 a~ >
T"i,",e~t-"'eS
TABLEAU N~ 5.7
Résultats empiriques du test sur la structure par terme des taux d'intérêt nominaux
(FRANCE,
1968.2-1983.4)
4
4
RL
E
Co +
a. RN
.
+
E
b. DFP*
.
t
~
t-~
~
t-~
~
i
°
°
.
~
es ~mes
a
a
b
b
b
b
b
Co
a O
al
a 2
3
4
O
1
2
3
4
'ri des .
atfes~~mat~on
1,69
0,51
-0, 11
0,24
-0,35
0,41
0,36
0,24
0, 13
0,20
0,46
_(.2.,!:82.._(!:,~12..i-.2.,~42.._(l,Q32..i-l,6~_(l,ll2.. _(~,Q22.. _(l,ll2.. _(.2.,~62.. _(l,Q82.. _(~,~82..
1968.2-1983.4
R2 = 0,878
F (10, 52) = 45,50
D-W = 0,427
SEE = 1,01
l
6,72 1
0,31
1
1
0,15 1 -0,08 1
0,06 1 -0,03 1
1
0,02 1 -0,03
0,08
_(!:,2.42.. _(~,l52.. ____ _ (lL5~)_(.:.1-!..62)_ i..!-,!:92.. i.=9-!..5J) _ _ _ _ _ i 0-!..3Q)_(.:.0-!..4l)
i 1-!..4!:)_
R2 = 0,556
F (8,
54) = 9,53
D-W = 1,58
SEE = 0,365
P = 0,977 (47,39)
3,04
0,62
1 -0,14
1
0,22
1 -0,19
1
0,26
1
0,15 1-0 ,04 ! -0,05 1 0,19 1 0,36
_(~,~52.. (4,20) (-0,56)
(0,80)
(-0,74)
(1,70)
(0,57)
(-0.15)
(-0,22)
(0,79)
(1,48)
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
1974.1-1983.4
R2 = 0,798
F (10,
29) = 16.45
D-W = 0,378
SEE = 1,05
6,57
1
0,35
1
°,161-0.081
0.081-0.041
1-0,008[
0, 04
1
0,10
_ (!:,l02.. _ (~,2.32.. ___ __ i2-!..8~)_(.:.1-!...3.!)_il-!..3~)_(.:.0-!..4!:)_ ____ (.:.O-!...O~)_ i0-!...3~)_ il-!..l~)_
R2 = 0,663
F (8,
31) = 8,20
D-W = 1,76
SEE = 0,418
P = 0,961 (24,88)
!~BL~~_~=_2~_~~~i~~)
4
4
RL
Co
+
E
a. RN
.
+
E
b. DS
.
t
~
t-~
i = 0
i = 0
~
t-~
..
.
a
a
a
a
b
b
b
b
b
,
• cl
1
Co
O 1
al
1
2
1
3
1
4
1
O 1
1
1
2
1
3
1
4
P~r~o es
.
à
estunat~on
2, 37 1
0,57 1 -0,14L
0,27L-0,35L
0,551
0,44L
0,011-0,0610,0310,003
_(~,.!.52J _(1,~92J (.:.0-2...52]
11.L0~) (.:.1.L42) 13.L7~)L 1 2.L4.!.) ~Q62J 1-Q,14lJ _(Q,.!.7l_(Q,Q1l
1968.2-1983.4
1
R2
= 0,834
F (10, 52) = 32,17
D-W = 0,476
SEE = 1,18
J
7,10
0,30
L0,13 L-0,05 L0,05 -0,007
-0,002/
0, 0061 0,06
~4,56),-i8..!...5Q),-
13.L01) (.:.1..!...1~)
11.L0~)~(.:.0.L14l __
i-Q,Q41110..!...1.!.)
1 1...!)Jl
R2
= 0,585
F
(8,54) = 8,46
D-W = 1,71
SEE = 0,378
Ô = 0,979 (48,75)
3,92 1
0,62 1 -0, 21 1
0,30 1 -0,26 1
0,34!
0,19 1
0,09 1 -0,06 \\
0, 09 1
0,03
_(~,~52J_(~,.!.12J1-Q,~ll_(.!.,.!.12J1-.!.,QOlJ_(~,.!.42J_(Q,~32J_(Q,~42J1-Q,~8l
_(Q,~5l _(Q,.!.5l
1974.1-1983.4
1
R2
= 0,784
F (10,29) = 15,18
D-W = 0,428
SEE = 1,09
6,76
0,35
0,16
-0,07
0,07
-0,03
-0,02
0,05
0,07
1
1
1
(
_ (~,132. _ (~,~3l
J_(~,~22.J.:.l.LlQ~ _ (l,~7l 1-Q,~02.
1-Q,~4l _ (Q,~7l _ (~O.Q)
R2
=
0,654
F (8,
31) = 7,91
D-W = 1,79
SEE = 0,422
Ô = 0,962 (25,41)
·'
- 218 -
catifs. Les nouveaux résultats pour la période 1968.2-1983.4 sont retracés sur
les graphiques n~s 12 et 13. Le paradoxe persiste lorqu'on compare la qualité
des représentations graphiques
à la valeur des coefficients de corrélations,
ICI égale à 0,615 en moyenne. Celà s'explique par la méthode linéaire d'esti~
mation retenue. IL pourrait ne pas apparaître, SIon
emploie une méthode
d'estimation non linéaire. Cependant, la complexité d'une telle méthode, son
coût de traitement pour une efficacité douteuse, nous obligent à nous conten-
ter de la valeur appréciable des coefficient de détermination: elle est en
moyenne égale à"0,960 et significative au seuil 0,1 %.
Nous en déduisons qu'en FRANCE, le taux d'intérêt à long terme satis-
fait la théorie sur la structure par terme des taux d'intérêt, en ce sens
,1
qu'il équivaut à la somme pondérée des taux de l'argent au jour le jour ct des
taux d'inflation anticipés.
En conclusion, cette ana~yse empIrIque montre de façon claire l'exis-
tence
d'une corrélation très étroite entre les taux longs et la somme pondé-
rée des taux courts et des taux d'inflation: ce qui rejoint les conclusions
de différents auteurs sur les économies française :et américaine (1). Nous pou-
vons avancer que la théorie, justifiant ce type de liaison, suggère que les
arbitrages entre le marché obligataire et
le marché monétaire sont à l'ori-
glne
de cette étroite corrélation. Mais
la rationalité des agents économi-'
util e l
h'
.
d
1
ques est tres/a
a t eorle
ans
a
retenant les composantes non anticipées du taux d'inflation, donne des résul-,
tats similaires à ceux du
modèle de base. Mais cette liaison existerait, même
s'il n'y a pas de communication directe entre le marcljé monétaire ct le marché
f "
ff
l' '
française
,
lnanCler. En e
et,
economle/etant tres ouverte, les deux marchés subissent
.. /', \\.... " .. ~
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- - - - - - - - - - - - - - - - -
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l
...... '
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{
• \\, .' le:
(1) C6. T. SARGENT (1972), MODIGLIANI e;t SHILLER (1973), F.S. mSfiKIN (19&3)
GRANDMONTe;t N[EL (m~ 1973).
G.RflPfll(iué N'--i~
TéST SUR <./} ..5TRUCTlJR€
P/1R.
TI5:RMé
ZJë5
TRUX
:o'tNTéRé:;
TlSli!I'1é 1 T/W)(
cOt/~ï5 ëT ./)G.t::',;;'TlZVA!,. .IJ.V I?IB-
( 1968: a - J. 9~.3 .. iP)
RLt; = 6 , N.1
r0,31IlN I;:
+0; 15RNt.-,b - 'j 08 RNt. -3 ... 0, Dl, RIVe-'.- - 0,0.3 1)F/f
(~,14)
(8,35)
(.3,$2-)
(-1,49)
(1Itr~)
,-o,5Jj
.......
--Ir
R= 0,556
F(8;S4-) = 9,53
.D-W", 1.,58
S.c: q:365
e.::. O,!N?-
(tr1,.39)
____ .!>e",e~ ob,.sQY'lIée~
.5é~iSS estimé.es
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(196Z.. /i -198.3 ..iY)
IUt. = 1,10 -r 0.30RNt
-t 0/3 RN6 -
"~05~t.""
2J
- ()/OSRNt _J
-f1007lJSt -~OO~lJ5é·J, ~q006.D.5é·3
(~.S{,)
(!,"~)
(3,01.)
(-:1,16)
(~03)
(-~,y.)
(-~O~)
(0,11)
or q 06IJ.5t;.-4-
( :1,31.)
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P~"'''~l:~
- 221 -
Trois remarques essentielles se dégagent de cette analyse empirique
de l'influence du taux d'inflation sur les taux d'intérêt nominaux:
Les taux d'intérêt à court terme sont déterminés, non soulement par le
taux d'inflation non anticipé, mais aussi par le taux de l'eurodollar. Cette
dernière variable exogène
approxime l'influence des marchés monétaires inter-
.
l"
française
. d .
.
d
d '
nat~onaux sur
econOmlef,; ;ce qu~
o~t susciter
es mouvements
e cap~taux
importants entre la FRANCE et les autres pays occidentaux.
Dans une relation inverse, nous rejetons la dichotomie classique entre
le monétaire et le réel que suppose la relation de FISHER et qui est formali-
sée par FAMA. Nous voulons ainsi signifier, que la taux d'intérêt nominal
n'est pas le meilleur "prédicteur" du taux d'inflation et que le taux de l'eu-
rodollar explique la variabilité du taux d'intérêt réel en FRANCE.
Dans une analyse de longue échéance, nous avons vérifié la théorie
concernant la structure par terme des taux d'intérêt nom~naux. Le taux d'in-
térêt à long terme est
étroitement correlé aux taux de l'argent au Jour le
jour et aux
taux d'inflation anticipés. La ccrréJation ainsi constatée, 'entre
marché monétaire et marché financier, s'explique par
les influences interna-
tionales qu' ils:,subissent.
'II
Dans chacune de ses analyses empiriques personnelles, la variable exo-
gène principale est le taux d'inflation; or les anticipations inflationnistes
ne constituent qu'un cas particulier de l'influence complexe de la masse moné-
taire sur les taux d'intérêt. C'est pourquoi notre section suivante analysera,
dans le cadre des anticipations rationnelles, l'influence de la politique
monétaire sur les taux d'intérêt nom~naux.
- 222 -
SEC T ION
II
LES EFFETS DE LA POLITIQUE MONETAIRE
NON ANTICIPEE
SUR LES TAUX D'INTERET NOMINAUX
***
Comment évaluer la politique monétaire en FRANCE? La politique moné-
taire systématique ne peut-elle pas agir sur les taux d'intérêt nominaux? Les
réponses à ces deux questions constituent le contenu de cette section.
SOUS-SECTION l - LA PREVISION RATIONNELLE DES TAUX DE CROISSANCE DE LA ~~SSE
--------------
MONETAIRE
L'équation estimée est
4
fu*
+
E
a. m* .
(5.13)
t
l
t-l
l
= 0
o~ ffi~ mesure le taux de croissance monétaire anticipé pour la période t,
m* . avec i = 1, ••• , 4 sont les variables retardées du taux de
t-l
,
croissancé de 'la'masse;m6nétaire,
a o est la constante de regression ,
a. avec i = 1, •.• , 4 mesurent les coefficients de regression cor-
l
respondant aux quatre variables retardées.
Les taux de crOlssance monétair~sont calculés avec les masses monétai-'
res Ml et Ml. Rappelons que les disponibilités monétaires" .•. sont consti-
tuées par les moyens de paiement utilisables immédiatement sur le marché des
- 223 -
biens et services" (1). En plus de ces informations véhiculées par Ml, M2
enrobe" .•. un certain nombre de placemen~s liquides ou à court terme gérés
par les instittutions financières bancaires ainsi que par le trésor public .. ,
"
(2).
En prenant 20 observations de base, nous avons estimé une première fois
l "
.
(513)
l
Il
eng~ndré.".
8 ' "
equat ion
.
avec
aque
e,nous avonS! une ptemiere serie de
previs ions.
La théorie des anticipations rationnelles, telle qu'elle fut définie par ~ruTH,
défend l'idée essentielle concernant l'utilisation efficace de l'information
disponible et utile au phénomène étudié; c'est pourquoi, nous avons scindé
les prévisions en la groupes de 8 séries, de manière à considérer chaque
groupe de prévisions comme des informations nouvelles pour l'estimation de
l'équation prévisionnelle suivante: ce qui permet de calculer 8 séries suc-
cessifs de taux de crOissance anticipés de la masse monétaire.,
Ce processus est répété jusqu'à ce que l'échantillon d'intérêt soit
atteint
nous proposons de prévoir 80 séries trimestrielles qUi couvrent la
période 1964.1-1983.4.
Que ce soit pour Ml ou M2 les résultats obtenus, résumés dans
les
tableaux n.2S 5.8 et 5.9'et retracés sur les graphiques n.2S 14 et 15, sont
assez acceptables : les valeurs de
la statistique de FISHER-SNEDECOR et de la
D-W dépassent leur niveau critique au:'seuil
i. de significativité ; d'autre
part, le coefficient de corrélation, égât à 0,160 en moyenne, révèle~ que les
taux de croissance observés de la masse monétaire contiennent des informations
nécessaires à la prévision de la masse monétaire.
(1) Banque. de. FRANCE,
1983 op. eU., p. 145.
(2) Banque. de. FRANCE, 1983 op. eU., p. 146.
- 224 -
TABLEAU N~ 5.8
Résultats d'es'timation du taux de croissance de Ml
4
m*
= a
+
E
a. m*
t
O
l
t-i
.
l
,
.
a
l
1
O
al
a 2
~3 ,1
~4
3,69
-0,24
0,11
0,11
-0,24
__ i31..5~)
(.:11..42)
i 01..6i)
i 01..52)
(::.11..2~) __
R2 = 0,158
F (4, 21) = 2,07
D-W = 2,47
SEE = 0,946
__ i~~~l)_ l _(~~~~~)_ l _i~~~~)_ 1_ i~~~1)_ 1_(~~~61)__
R2 = 0,151
F (4, 37) = 2,75
D-W = 2,35
SEE = 0,795
__ i;~~l)_ l_(;~~~~)_ l_i~~~l)_ 1_i~~~~)_ l_(;~~~l)__
R2 = 0,158
F (4, 53) = 3,60
D-W = 2,31
SEE = 0,688
3,72
1
-0,23
1
0,05
1
0,08
1
-0,12
__ i6.l..4~)
(::.2..!...4..!)
i 0..!...42)
i0..!...8~)
(:.1.l..2i) __
R2 = 0,165
F (4, 69) = 4,56
D-W = 2,31
SEE = 0,615
__ i~~;~)_l _(;~~;l)_ l_i~~~l)_ 1_i~~~1)_ l_(;~:~l)__
R2 = 0,167
F (4, 77) = 5,01
D-W = 2-30
SEE = 0,588
N.B.: les chiffres entre parenthèses sont les "t-student".
~FlPHIG(/G' Nf IJ,.
.. EVOl.U710N ])U rt9u;< JJé CROI.s!;,~NC€ /'?()Nf:Tt9IR5" H:l
(t965~.r - IS133IJP)
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Il
f
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II
- 226 -
TABLEAU N.2. 5.9
, R~sultats d'estimation du taux de croissance de M2
4
m
-,\\:
= a
+
1:
a. m* .
~
t-~
°
" t
~
=
.
.
.
r
a':
1
-,-_· __ ·C,~ -
al
8.
a
r:
a
2
3
4
1
1
1
1
1
0,98
!
Î ,48
-1,54
1,29
-0,51
1
1
(J, 07)
i
(8,35)
(-6, (7)
(5,06)
(:-13,26)
1
1
i-------------------------------
1
R2
= 0,807
F (4
21) == 25 85
D-W = 2 05
SEE == 0,729
1
1
2,22
1
1
-0,10
1
-0,17
1
1
0,03
1
C,51
1
1_;, ~2~~;~~ J; ~:~';:~:: ;-,~~Q,~8;-~ :: -;-~~;2.3ls~~-:~~~:;~- -1
1
2,31
1"'-0,05
"'" "-0, 16"1
') 0,f05: 1:
0,42')
1
1-- ,·--ü'-;6r--I----(~b,-~f4)- ----(:"-(,-j8)-- ,-. -'CO, '38Y -1--CY,"2b) _.'!
I---L---------------------------I
i R2 = 0,i54
F C4, '37) "" 2,92
D-W"" 2,07
SEE == 0,925
1
.
2,31
1
-0,06
-0,15
0,04
0,42
1
•
1
1
1
i
__ ;'3.L.4])_ J _ i-Q,~7l _ _ i:':1,3.4l
CQ.:!.ll __ i 3.L.5»__ 1.
R2 = 0,171'
F (4 z 45) = 3,45
D-\\"r = 2,04
SEE"" 0,867
1
2,32
1
-0,07
-0,14
0,03
0,42
1
1
1
1
1
1
__ 13L6~)_ J _1-Q,~91 __ i~l,lOl
(Q,111 _ _ 132.8.1)__ 1.
°
R2
==
179
F (4
53) "" 4 04
D-W = 2 05
SEE == 0,809
1
2,32
1
-0,07
1
-0,14
1
0,04
1
0,41
__ 132.9~)_ J_l-Q,,§.11 __ 1-.1.,171
(Q,161 _ _ 132.9~)__
i R2 = 0,175
F (4, 61) == 4,38
D-W == 2,04
SEE == 0,766
!
",
2,32
-0,07
-0,14
0,05
J 0,39 i
i
1
1
.
1
1
1_ - 1 42.2])_ J _1-2..,~61 __ 1-.1.,'::11
(Q,'::71
_ i4LO~)_ - j.
R2
= 0,166
F (lI, 69) = 4,56
D-\\.;r == 2,05
SEE == 0,731
!
,
I
I
!
2,30
:
-0,06
-0,14
0,05
0,38
!
i- - i 4.L.4Ê..)_ J - i-Q,2.5l J_i-1,.':4l J__CQ,~8l J_i 4.L.1.1L _ !
R2
°
==
156
F (4,77) = 4,69
D-W = 2,05
SEE = 0,703
1
J
J
2,30
1
-0,06
-0,13 .
0,06
1
0,37
__ 14L7'!:-)
1 -Q,,§.8l
_ 1-.1.,~6l
__ (Q,2.81 __ 14L 12.) __
R2
= 0,148
. F (4, 85) = 4,81
D-W == 2,06
SEE co 0,678
1
2,28
1
-0,06
1
-0,13
1
0,07'
1
0,36
1
9
2Q)- - i
_
-
1 42. 2)- ~ - 1-Q,§.71_ - 1-.1.,'::71_ - - <Q,J...91_ - 142.
1
R2
= 0,140
F (4, 93) == 4,90
D-W = 2,06
SEE == 0,657
i
N.B.: les chiffres entre parenthèses sont les "t-values".
,
- 227 -
~
c4
G,RAPHI()Ué NfllS
_ f -
ValuT/oN DU TAUX, DE GI?O/~ANc~ MlJNt:TflIR/!. MI/,
I
,
&96~~r-19831~
"
15
,1
"\\1
ï
_ _ _ SQ1"';4S ob~e.Y""ée.s
1
1
1
1
1
.sé.yle& Qn"'~~ pQ8S
_____ • coownpœa.""teb W\\O't) ClYltic.i péQ'D
- 228 -
Mais la qualité des prévisions ne peut être appréciée de façon r1gou-
reuse sans un test d'absence de biais.; c'est pourquoi, nous avons regressél
la variable des séries observées (m~) sur celles des données anticipées (m~),
soit :
..
m*
+
(5.14 )
t
Les résultats de telles regressions,.résumés dans le atbleau n~ 5.10,
montrent que a
est, dans<ldeuxr:oas::suri'tvôi:s, significativement peu différent
1
de l'unité. Par contre, a
est bien différent de zéro mais à un:niveaT,Il lmoyeÎ1:1
O
non significatif~ En plus, la faiblesse des coefficients de corrélation et
l'allure des représentations graphiques révèlent des prévisions biaisées"; Qélà
s'explique par le processus de prévision des séries rationnelles: un
tel
processus n'engendre que des valeurs moyennes.
TABLEAU N~ 5.10
Résultats du test d'absence de biais
"t
c . é!quat1on (5 .14)
1
~.
M1
1~2
.
es 1mes
------------ - - - - - - - - - - -_.-
a
a
O
'ri des .
1
aO
al '
a~es~1mat10n
-2,25
1,40
1,56
0,57
1965.1-1983.4
(-1,08)
(2,19)
(1,56)
(1,64)
- - - - - - - - - - -.- '[2-·-0-022- -D':'W-=-1-80
R2 = 0,05 l" P-W = 2,12
,
,
F (1. 74) .. 4. 8n S~:l·:. '1 F (1. 74)=2 'j. / S. = 1.3
-2,14
1,31
2, 13
0,38
1965.1-1973.4
(-0,85)
(1,58)
(1,87)
(0,95)
- - - - -.- - - - - - -
R2 .. 0,041
D-W - 1,8
------------
R2 .. 0,03
D-W - 1,27
F ( 1, 34) - 2.5
S.-1,8 'F ( 1
34) = 0,9
S.= 1,4
1,70
-0,33
-1 ,51
1,60
1974.1-1983.4
__ (Q,192..__ _ i-Q,~42.. __
(-0,63)
(1,95)
R2 = 0,002
D-W" 2,55
------------
R2 .. 0,07
D-W· 2,24
F ( 1• 38) = 0.06 S.= 1,8 F ( 1• 38) =\\3,8 S.=1 3
N.B.
les chiffres entre parenthèses sont les "t-values".
- 229 -
Mais en définitive, c'est la composante non anticipée du taux de
croissance de la masse monétaire qU1 est primordiale pour la nouvelle théorie
macroéconomique. Elle s'obstient par la différence entre les taux observés et
les taux anticipés de la cv~issance monétaire. Il s'agira, dans la sous-sec-
tion suivante, d'analyser l'influence empirique de la politique monétaire non
anticipée sur les taux d'intérêt nominaux: la politique monétaire non anti-,: i ~I
cipée étant approximée par la composante imprévisible du taux de croissance
de la masse monétaire.
~Q~~:~~g!!Q~_!! - L'INFLUENCE DE LA POLITIQUE MONETAIRE NON ANTICIPEE SUR LES
TAUX D'INTERET NOMINAUX
Après avoir rappelé les hypothèses du modèle estimé, nous présente-lii
rons et commenterons les résultats empiriques obtenus dans le cadre de l'éco-
nomie française.
PARAGRAPHE l - LES HYPOTHESES DU MODELE ESTIME
------------
On suppose que la variation du taux d'intérêt nominal est déterminée
par la seule composante non anticipée du taux de croissance de la masse moné-
taire, soit:
+
(5.15)
où ~ RN
mesure la variation du taux de l'argent au jour le jour
t
entre deux trmestres consécutifs,
m* mesure la part non anticipée du taux de croissance
t
du stock de monnaie.
-
230 -
La conception de la nouvelle école macroéconomique classique est
vérifiée si al > 0, signifiant que seules les variations non anticipées de la
masse monétaire
expliquent ce~les du taux de l'argent au jour le jour sur le
marché monétaire français. Mais cette idée ne peut être acceptée sans une
analyse rigoureuse: c'est pourquoi, nous introduirons m~ dans l'équation
initiale, dans le but de mieux apprécier l'effet de mS
sur ~ RN . Cela
t
t
revient à estimer
+
+
(5.16)
L'exclusivité de l'efficacité de la politique monétaire non anticipée
est vérifiée si al > 0 et a
= 0 ; ce qui permet d'isoler parfaitement
2
1
l'effet de la non anticipation du taux de croissance de la masse monétaire
sur les taux d'intérêt.
Les résultats de (5.16) étant peu satisfaisants, nous avons alors
réesdméi:l'équadon (5.15) avec une deuxième variable exogène: il s'agit du 1:11
taux du taux de l'eurodollar à un mois; nous pouvons ainsi apprécier l'effet
du financement, sans cesse croissant, du déficit budgétaire américain par les
pays européens et la FRANCE en particulier.
Parallèlement à ces résulnAts»'::nous estimerons aussi le niveau du taux
dl intérêt nominal ; il s'agit de reconsiderer le test sur la constance àu l''w
taux d'intérêt réel.,
Tous ces résultats sont résumés» représentés et commentés dans le pro-
chain paragraphe.
- 231 -
~~~Q~~!i~_I! - RESULTATS EMPIRIQUES PERSONNELS DE:!. L'EFFET DE LA POLITIQUE
MONETAIRE SUR LES TAUX D'INTERET NOMINAUX
Les estimations ont été effectuées sur la période 1965.1-1983.4 et les
deux sous-périodes 1965.1-1973.4 et 1974.1-1983.4. Après avoir vérifié l'ef~i.
ficacité exclusive de la politique monétaire non anticipée sur les taux
d'intérêt nominaux, nous élargirons notre modèle initial au taux de l'euro-
dollar à un mois.
1 - Que ce soit pour le niveau du taux d'intérêt nominal ou son diffé-
rentiel par rapport à la période précédente, nous constatons une très faible
explication d~ taux d'intérêt à court terme par la composante non anticipée
de la masse monétaire.
En effet, comme le montre le tableau n~ 5.11, l'estimation de
l'équation (5.14)
et du niveau du taux nominal donne de très faibles coeffi-
cients de corrélation. Mais la variable explicative mS
détermine mieux le
t
différentiel que le niveau du taux d'intérêt nominal: la valeur de la D-W,
l~r
dans le/cas, est en moyenne égale à 1,40, alors qu'elle ne dépasse guère 0,3
dans le second cas. Dans l'ensemble, les résultats d'estimation de l'équation
(5.14) sont plus significatifs.
L'introduction de m~ à côté de mS
ne change pas la valeur des
t
différentes statistiques ; nous remarquons que pour fi RN , la variable de
t
politique monétaire non anticipée est plus significative que celle anticipée
le "t-student" du coefficient mul tiplica,teur de la première étant supérieur à
celui de la seconde.
En définitive, nous constatons que seule la composante non antici-
- 232 -
TABLEAU N2. 5.11
~aux d'intérêt à court terme et composante non anticipée
de la masse monétaire
(Explication des niveau:~ et différentiel du taux de l'argent au jour le jour)
FRANCS, 1965.1-1983.4
~
arametres
Ml
M2
estlmes
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
'ri des .
a~es~lmatlon
8,94
0,20
8,91
-0,37
'1
:'_.
'1965.1-1983.4
-I-12.Q,lOl
(Q,,ê.91 __ 12.!.,i81 __ 1-.!.,~31_
R2 ... 0,01
J-W ~ 0,~~1
R2 ... 0,007
D-W = 0,154
F (1, 74) .. 0,8 S.... 3,5
F (1, 74) = 1,5 S.=3,5
6,14
1
=0,15
6,39
-0,19
RN
1965.1-1973.4
_11'::,2.51 __ 1-Q,281 __ 11,ê.,Q22. __ 1-Q,261_
t
R2 .. 0,02
D-W = 0,184
R2 = 0,02
D-W = 0,169
F (1.'\\34) = 0,6
S."2,0 F (1, 34) = 0,6 S.=2,0
11 00
1
0, 0007
11 , 09
1
-0 36
1974.1-1983.4
_ 12,!,:,ê.61
(.Q,.QO~)__ 12~,~51 __ 1-Q:2.42. _
R2 = 0,02
D-W = 0,2
R2 ... 0,002
D-W = 0,3
F (1.38)"0.07 S.-3.09
F (1. 38) = 0.9 S.=3
0,01
1
-0,02
0,02
0;-004
1965.1-1983.4
__(Q,l41 __ 1-.!.,l51
(.!.,~91
(Q,1.41 __
R2 .. 0,023
D-W" 1,45 R2 .. 0,OQ2
D-W = 1,43
F (1. 74) = 2.74 S.=0,1 F (1,-,74) = 0.1 S.=0,2
0,005
-0,03
0,04
-0.01
6 RN
1965.1~1973.4
__(Q,.!.5l __ 1-.!..2.62
(.!.,i41 __ 1-.Q,i71
t
·1
R2 .. 0,07
D-W'" 1,70
R2 = 0,009
D-W .. 1,64
F (1, 34) - 3,8 S."0,2
F (1, 34) = 0,3 S.=0,2
0,01
-0,003
0,007
1
0,02
1974;1-1983.4
2~_(Q,'::61 __ i-.Q,~11
(.Q,lOl
(.!.•.!.32._
R2 ... 0,001
D-W .. 1,18 R2 .. 0,007
D-W'" 1,15
F (1. 38) • 0,04 S.·O,1 F (1, 38) .. 1,3 S."0.1
- 233 -
TABLEAU N!. 5.12
-------------
Taux d'intérêt à court terme et taux de variation anticipé
et non anticipé de la masse monétaire
(Explication des niveau et différentiel du taux de l'argent au jour le jour)
FRANCE, 1965.1-1983.4
_. ----
H2
~
Ml
.
:
es lmes ----;r-------- f--------- ;r,----
1
'ri des .
80·
a l ·
82
80
a 1
a 2
a~es~lmatlo
-0,79
0,15
3,12
5,95
-0,32
1,04
1965.1-1983.4
_(.:.0.z..2J.)_ _ (Q,]}2. _ i 2.z..5f!) f-_(.?,.?5l _(.:.1.z..0~)__(.!.,.!.3l
R2 • 0,07
D-W • 0,267
R2 '" 0,04
D-W'" 0,199
F (2, 73) .. 3,65 S8EI':""'3:,14 ·:F (2, 73) = 1,4 SEE = 3,5
3,38
-0,16/
0,92
4,81 1
-0, 13 1
0,56
RN
1965.1-1973.4
t
_ i1.z..2Q)
(-0,84)
(0,99)
(2,74)
(-0,50)
(0,92)
1--------- f--------------
R2 .. 0,05
D-W • 0,264
R2 = °,04.
D-W = 0,276
F (2, 33) • 0,8 SEE .. 2,04 F (2, 33) = 2.05
10,04l
0,001 1
0,05
11'S8~ -0,361 -0,17
1974.,1-1983.4
_ il.!.4~)
i 0.t.0.Q.42. _ i0.t.0.?) __(.l,~8) _(.:.0.!..9.l)_i-Q.Q8l
R2 .. 0,001
D-W '" 0,21
R2 '" 0,02
D-W = 0,304
F (2. 37) .nO,002 SEE '" 3
F (2, 37) = 0,431 SEE= 3
-0,13 1
-0,02l
0,05
0,10/
0,002/
-0,28
1
1965.1-1983.4
_(:=:0.z..8J)_ i-.!.,222. _ i0.t.8~)
(0,92)
(0,23)
(-0,73)
f--------------
R,2
, ..
, °
,02 D-W '" 1, 47
R2 '" 0,009
D-W = 1,43
F·(2, 73) '" 1,76 SEE '" 0,1 ~F (2, 73) '" 0,3 SEE '" 0,2
-0,34 1
-0,03)1
0,12
0, 16 1
-0,01 1
-0,04
IJ. RN
1965.1-1973.4
1
t
_(.:.1.z..72)_ i-~,.!.32. _ i 1.z..8.Q) f- _(.!.,.?3l _(.:.0.z..72) _ i-Q,~4l
R2 .. 0,132
D-W '" 2,01
R2 '" 0,04
D-W '" 1, 60
F (2, 33) .. 3, 7 SEE .. 0, 1
F'~ (2. 33) ... 0.6 SEE '" 0,2
0,22
-0,003
-0;07
-0, OO~
0,021
0,004
1974.1-1983.4
_ i 0.z..62.\\. i-Q,~5l _ (.:.0.z..6~) f- i-Q,Q2) _ i~I.!..1Q) __(Q,Q42-
R2 '" 0,01
D-W '" 1, 21
R2 '" 0,03
D-W = 1, 15
1
F (2, 37)
1
• 0,2 SEE = 0,1
F (2, 37) = 0,6 SEE '" 0,1
- 234 -
pée de la masse monétaire affecte réellement le taux d'intérêt nominal.
Cependant, la paib1esse persistante du R2 et de la D-W nous conduit à suppo~'~
\\
ser l'omission d "une variable· exogène importante dans la spécification de la
relation estimée. L'interdépendance en~re les économies occidentales et sur-
tout le fait qu'elles subissent la domination du dollar, nous introduirons le
taux de l'eurodollar dans l'équation initiale estimée.
2 - L'élargissement du màdè1èl~précédent au taux de l'eurodollar à un
m01s améliore sensiblement les résultats empiriques.
Les résultats de~ graphiques n~s 16 et 17 révèlent quel~e R2, bien
qu'à un niveau toujours faib1e~ est passé de 0,023 à 0,061 pour Ml et 0,002 à
0,023 pour M2. Les éstimritIÏl6nst:<; sont relativement meilleure au seuil 15 % de
significativité.
Si pour les disponibilités monétaires, l'effet de mS
sur ~ RN
t
t
est négatif, pour M2 il est positif au même titre que celui du différentiel
du taux de l'eurodollar: l'effet négatif ri~lœtœe1a réaction immédiate du
taux d'intérêt à une politique monétaire active.; l'effet positif s'explique
par la politique de crédit qui est mieux appréhendée par m2. En d'autres term,·;
mes, toute activisme monétaire entraîne par effet-liquidité une baisse immé-
diate du taux de l'argent au jour le jour; à long terme, il se produit un
effet-revenu
et un effet-prix qui neutralisent et excèdent l'effet-liquidité
initial. La composante non anticipée de M2 intègre les trois.effets de mani~ .'
ère positive, dans le cadre de l'impact de la politique monétaire sur les
taux d'intérêt à court terme.
L'introduction du taux de l'eurodollar à un m01S dans l'équation
expliquant le ~iveau du taux d'intérêt donne des résultats
plus performants.
Les graphiques n~s 18 et 19 résument ces nouveaux résultats.: le coefficient
- 235 -
t:.IlIfPHIB.UI!. Nf/G
TIJV;< J'/N7ë.lf!Gi
A C()(/Ilr TltltMG -"
C..N.A, 1JU it9VJ( IJE CR~SaNC~ MfWEÏ19II?C Mi
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D-W. 1,45
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GRIlPH,QUE N t 19
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- r.9t/X JJE I..IEUROpOtLnR
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1
l}(I
1
a1. '
~ 1 83 '>
- 239 -
de corrélation, la statistique de FISHER-SNEDECOR et la D-W sont passés res-
pectivement de 0,01, 0,80 et 0,141 à 0,146, 7,32 et 1,28. Mais pour chaque
estimation, le coefficient multiplicateur du taux de l'eurodollar est plus
significatif que celui de la composante non anticipée de la masse monétaire.
En définitive, la part imprévisible du taux de croissance de la masse
monétaire n'affecte que partiellement le taux de l'argent au jour le jour.
le taux d'intérêt à court terme es t également inf1ùenCllé, par l!e thàrché. 'dé
l'eurodollar: ce qui rejoint la conception de la Banque de FRANCE et les
conclusions d'une étude récente de J.-M. ROUSSEAU (1).
Nos travaux empiriques personnels sur les logiques explicatives des
taux d'intérêt, se situant dans le cadre de l'économie française, ont suivi
deux étapes essentielles
la confection des séries rationnelles et l'analyse
empirique de leur impact
sur le comportement des marchés monétaire et finan~i
1;
"
cier.
Nous avons constaté que la méthode de construction des séries ration-
ne11es engendre des valeurs moyennes : ce qui rend les séries calculées un
peu biaisées par rapport aux données effectives. Mais ce biais systématique
n'affecte pas tellement l'impact des anticipations rationnelles sur les taux
d'intérêt; il est d'ailleurs atténué, car le calcul de la composante non
anticipée fait intervenir les séries observées.
Dans la seconde phase, nou? avons analysé les conséquences de la nou-':
velle théorie macroéconomique sur les taux d'intérêt ; nous avons ainsi ,' .. ,
dégagé deux conclusions principales :
(7)
C6. - Banqu.e. de. FRANCE daYL6 "Banqu.e. de. FRANCE et la. monn.a..te.", op. w. ,
pp. 56-57.
- J.-M. ROUSSEAU, 1984 op. cit .•
- 240 -
En ce qui concerne la logique explicative à court terme du taux d'in-
térêt nominal, la composante non anticipée du taux d'inflation ou de la poli-
tique monétaire n'est que partiellement déterminante: il existe une influ-
ence complémentaire Hè-e des marchés monétaires étrangers sur le taux dei 1
l'argent au jour le Jour observé sur le marché monétaire français. Mais le
modèle retenant le taux d'inflation non anticipé et le taux de l'eurodollar
est plus performant que le modèle qui fait intervenir la variable mesurant
la politique monétaire imprévisible. Il faut tout simplement Il ••• voir dans
le prix le résumé le plus succinct et le plus performant
des conditions
réelles implicites ll (1).
Avec une relation reciproque, nous avons rejeté la constance du taux
d'intérêt réel en FRANCE: lei:taux d'intérêt réel attendu dépend du taux de
l'eurodollar à un mois.
Dans la vérification empirique de la structure par terme des taux
d'intérêt,~nous sommes parvenus à la conclusion que la liaison entre les mar-
chés monétaire et financier français s'explique par les influences interna-
tionales que subissent les taux longs et les taux courts. En fait, le taux
de rendement des obligations
équivaut à la somme pondérée des itaux·1de l',ar-
gent au jour le jour et des taux d'inflation
anticipés rationnellement. Nous
avons également proposé et testé avec succès une relation, ;.où le taux d'in...
nation
sont remplacé par les composantes non anticipées •. Oe i~de:rni!er~test' s"e
situe dans la logique même des anticipations rationnelles ; en effet, si les
taux d'intérêt véhiculent la part antipée de l'inflation, il est superflu de
les considérer, avec les taux d'inflation, comme les variables explicatives
du taux long.
Le tableau n~ 5.13 répnend les grandes lignes de nos résultats empiri-
(1 J AndJté ORLEAN : "Régula.û.on monétahte. e;t aYI.Ü.u.pa.,uoYt.6 ll.a.Ü.onneLe.u", Ec.o-
nomte. App.U.quée., 1983, tome. 36, "n~ 1, p. 222.
T~tEAt1 N.2. 5.13
:::
Comportement d'anticipations rationnelles et taux d'intérêt
le cas français
.
.
~
dèles estimés
Déterminants
à court
Constance du taux
Structure par terme des
terme des taux
d'intérêt réel
tauxcdnintérêt nominaux
Variabi~s~~~~èries
d'intérêt
Les composantes non
Instabilité du taux
anticipées expliquent
d'intérêt réel
Taux d'inflation
mieux l'évolution du
-
taux de l'argent au
jour le jour
Taux d'inflation et taux
Influence conjointe
Le taux de l'eurodollar
Influence conjointe très
de l'eurodollar (taux de
très appréciable ~~
explique la variabilité
appréciable des taux
l'argent au jour le 1-':-
du taux d'inflation non
du taux d'intérêt réel
d'inflation et des taux
jour sur le marché
anticipé et du taux de
d'intérêt à court terme
monétaire)
l'eurodollar
Influence conjointe
Instabilité du taux
Taux de croissance non
de la politique
d'intérêt réel
anticipé de la masse
monétaire non anticipée
monétaire et taux de
et du taux de 1. t :~IA':"'
..~.
l'eurodollar
l'eurodollar
".
. .....
- 242 -
ques personnels concernant l'impact des anticipations rationnelles sur les
taux d'intérêt.
Partant des enseignements de ce chapitre, nous proposerons un nouveau
modèle de prévision de la masse monétaire ; il doit nous permettre de tester,
dans le
cadre de l'économie française, la neutralité de la politique moné~"ti'
taire systématique sur la production réelle et le chômage: c'est le thème de
notre dernier chapitre.
CHA PIT R E
VI
-*-*-*-*-*-*-*-*-*-
L ' l NEF FIC A C l T EDE
L A POL l T l QUE
MON E TAI R E
D AAN S
LEe A D R E
DEL ' ECO NOM l E FRA N C AIS E
*******
INTRODUCTION
Nous avons exposé, dans le troisième chapitre, les grandes lignesrlde
la littérature économique sur l'inefficacité de la politique monétaire. Or,
la nouvelle macroéconomie classique étant née aux U.S.A., les études empiri-
ques,)ont été conduites dans le cadre d'une économie de marché -au sens finan-
cier du terme- caractérisée par un financement dominant sur ressources
,/ :!}., '.:'.
d'épargne que monétaires dans lequel le trésor public joue un rôle relative-
ment neutre.
Par rapport à cette économie de marché des U.S.A., le système économi-
que français révèle une structure où la quantité de monnaie est endogène au
crédit, les intermédiaires financiers fixent les taux d'intérêt, les quanti-::.:
tés s'ajustent et où il n'existe pas d'offre de monnaie indépendante de la
demande. Ici, le trésor public joue un rôle actif. Il nous appartiendra d'ap-
pliquer, à une structure économique ainsi définie, la théorie d'inefficacité
de la politique monétaire habituellement testée sur l'économie américaine.
Il s'agira de construire des séries de taux de croissance monétaire
qUl serviront à mesurer la politique monétaire française; c'est un modèle
prévisionnel de demande de monnaie qui reprend l'idée d'interdépendance entre
les taux d'intérêt et la masse monétaire (1). Partant de là, nous analyserons
la conception des nouveaux "économistes classiques' concernant l'inefficacité
de la politique. monétaire anticipée sur la production réelle et le chômage.
(7) ] :-C. HARVOUI N
"Url. lL~exame.n du paJLa.doxe. de. GIBSON .auJt lu 1Le..e.a..üOn.o
e.ntIt.e. .e.ei taux d' J..ntéAU et lu mouve.m e.itU de. p!Ux",
1981 op. cit., pp. 444-445.
- 445 -
SEC T ION
l
POLITIQUE MONETAIRE ET MODELE PREVISIONNEL
DES MOYENS DE PAIEMENT EN FRANCE
***
"La politique monétaire, qui constitue un des instruments de la poli-
tique économique, a pour objet de régler la créaction monétaire et l'activité
du système bancaire en fonction de l'intérêt général" (1).
Rappelons d'abord les objectifs et les points d'application de la !)I •
politique économique pour préciser les aboutissants
de la politique moné- li ,.
taire et délimiter ainsi son champ d'action: c'est le thème de la première
sous-section intitulée " po litique économique et politique monétaire en
FRANCE" .
Nous proposerons ensuite un modèle de prévision'Irationnelle des moyens
",.
de paiement en FRANCE.
~Q~~:~~g!lQ~_l - POLITIQUE ECONOMIQUE ET POLITIQUE MONETAIRE EN FRANCE
La politique économique doit chercher à réaliser un niveau de Vle
conforme à l'intérêt général et aussi d'assurer ie pleinllelide imeiLléut ':'.1"
emploi de la population: ce qui exige une croissance équilibrée de l'offre
et de la demande globales.
Il est primordial de maintenir constamment cet équilibre, car toute
production nouvelle nécessite une main d'oeuvre qualifiée et des investisse-
ments préalables ; ce qui ne peut se passer sans effets nocifs, qui sont la
[1] Banque de FRANCE
"La Banque de FRANCE et .ta. monna..i.e", op. c.M:.., p. 59.
- 246 -
hausse des prix et l'augmentation des importations. Ainsi, tout déséquilibre
entre l'offre et la demande suscite des problèmes de financement et de règ1e-
ments internationaux.
A ce propos, nous constatons un déficit chronique de la balance des
paiements : i1·.est::pa~sé:;de ·'8,78 milliards en 1974 à 25,77 en 1981,,79,27 en
1982 et 33,79 en 1983 (1).
Par ailleurs, il convient de noter un endettement important de la
FRANCE vis à vis de l'extérieur (2) : il est estimé à 197 milliards de francs
au 30 juin 1984 contre 201 au 3~ décembre 1983. La structure de l'encours de
la dette révèle une grande dépendance envers les autres monnaies occidenta·h~::
les, notamment le dollar pour 57,1 i. contre seulement 3,9 i. pour le franc.
Il importe que la politique monétaire anticipée tiennent compte de
cette évidéricedeil' économiedrançaise. Le rôle déterminant du dollar dans
l:s transactions courantes et l'endettement extérieur mous permet d'avancer
le taux de l'eurodollar, qui est lui-même une variable explicative du taux
d'intérêt à court terme, comme une variable exogène de la "politique moné-
taire anticipée" ; cette dernière, approximée par l'évolution de la masse
monétaire, s'ajuste au taux d'intérêt qui est fixé par les institutions
financières.
En conséquence, l'équilibre entre l'offre et la demande globales
nécessite qu'un volume adéquat de moyens de paiement soit mis à la la dispo-
sition des agents économiques.; c'est pourquoi, le but essentiel de la po1i-
tique monétaire" .•• consiste à régler le volume des moyens de paiement sur
le marché des biens et services ••• " (3)' : ce qui exige une action non seu-
(7) Banque de FRANCE,' 7983 op. eU., "Ba..ta.nc.e du pa.,(.emeYLt6",pp. 754-763
[2] Lu Notu Bleuu du 71 au 23 ~ept. 7984, pp. 40-47.
(3) Banque de FRANCE, "Banque de FRANCE et la. monna..<.e", op. eU., p. 67.
- 247 -
1ement, sur les disponibilités monétaires, mais aussi sur la quasi-monnaie.
En fait, toute augmentation de la masse monétaire incite les agents
économiques à accroître leurs achats, et éventuellement à freiner leurs tran-
sactions en cas de politique monétaire restrictive. On pourrait donc être
tenté de croire"q4e~ la politique monétaire peut se réduire à une extension
rapide des moyens de paiements disponibles, pour atteindre l'optimum du
n1veau de vie social. En vérité, la politique monétaire doit Il ••• évo1uer
sans cesse entre deux écueils, celui de l'excès et celui de l'insuffisance
des liquidités nouvelles"
(1). Nous voulons entendre par il, qu'il est a~ssi
bien difficile de stimuler la croissance de la masse monétaire que de la "·;,1" i
réduire. Dans les deux cas, le comportement des producteurs et consommateurs
est primordial.
Mais, dans des situations économiques critiques, il y a intervention
de l'Etat, qui se caractérise par l'augmentation des dépenses publiques et
par des dim~nutions d'impôts :~i1 s'agit de la politique budgétaire contracy-
èlique" •.. qui vise à corriger l'évolution spontanée. Ide l'activité de i.!.ae-
tivi~é économique ..• " (2), amenant ainsi le trésor ou la Banque de FRANCE à
recourir à la création monétaire. Toutefois, pour la clarté de l'exposé, nous
considérons la politique budgétaire comme faisant partie intégrante de la !) 1 i
politique monétaire. Elle sera représentée, dans l'équation prévisionnelle
de la masse monétaire, par le taux de rendement des bons du trésor et la
balance des devises encourues par l'Etat.
En définitive, les particularités. de la politique monétaire (3) en
(1) Banque de FRANCE, 1983 op. cit., p. 62.
(2) Banque de FRANCE, 1983 op. cit., p. 63.
(3) Lell modUell olLa.nca.L6 de demande de monna..i.e .6e llenc.ontAent .60UVe.nt d.a.n.o
l'analY4e globale du oonc.wnnement du 4Y.6ti!me o-Utanuell. POUIL de p.t.u6
amplell d~, c.o. V. LACOUE-L op. cit. pp. 202-244.
- 248 -
FRANCE résident dans le rôle déterminant du taux d'intérêt à court terme, du
taux de rendement des bons du trésor et de la balance des devises encourueS
par l'Etat. Nous estimons que ces variables véhiculent des informations auto-
nomes non contenues dans les taux passés de crOlssance de la masse monétaire.
SOUS-SECTION II - LA PREVISION RATIONNELLE DU TAUX DE CROISSANCE DE LA MASSE
MONETAIRE: FRANCE, 1965.1-1983.4
Après avoir expliqué le modèle estimé, nous présenterons et commente~
rons les résultats empiriques obtenus.
PARAGRAPHE l - LE MODELE ESTIME
Le système économique français est caractérisé" ••• par le rôle pré-
pondérant du crédit bancaire, la rigidité des prix et des taux d'intérêt, une
.
stricte hierarchie~entre l'Etat, la Banque Centrale et les institutions
financières, enfin,lluncciL6isonnement des marchés d'actifs financiers entre
eux" (1). C'est dans ce cadre que nous mettons en 6quation eR é~aatiGR le
taux de croissance anticipé de la masse monétaire, soit :
+ a
LDEV
(6.1)
6
t
où m~ est la variable endogène,
m* . mesure les valeurs retardées du taux de croissance de la masse
t-l
monétaire,
(1) V. LACOUE-LABARTHE, 1980 op. c1.;t., p. 381.
- 249 -
RN
est le taux de l'argent au jour le jour,
t
a
est une constante de regression,
O
al' a , ~3' a , aS et a
sont des coefficients de regression,
2
4
6
TRBT
est le taux de rendement des bons du trésor,
t
LDEV
est la mesure logarithmique de la balance des devises encou-
t
rues par l'Etat.
Nous avions déjà montré, dans le chapitre précédent, que les taux de
croissance observés de la masse monétaire véhiculent des informations utiles
à la prévision de la masse monétaire; l'introduction du taux d~intérêt à
court terme s'explique par la reciprocité de l'influence entre les deux
variables.
Dans le but de cerner la création monétaire de l'Etat, nous avons
retenu le taux de rendement des bons du trésor et la balance en devises des
pouvo1rs publics comme variables explicatives. Certes, les bons du trésor
rentrent dans la définition des placements liquides ou à court terme, ou plus
précisément, ils constituen~ avec les dépôts dans les ca1sses d'épargne, la
différence entre M2 et M3. Cependant, nous estimons, que leur rendement 1I\\~r;Il'.·'~
mesur é à
'
é 'bl
d"
f '
utileS
court terme sera1t une source appr C1a
e
1n ormat1ons autonomes/ à
la prévision rationnelle de la masse monétaire.
Dans le même ordre d'idées, la balance en devises est supposée agir
sur la création monétaire, répondant ainsi à des motifs externes.,
Ainsi définie, notre équation prévisionnelle de la masse monétaire
doit refléter des informations extrapolatives et des informations autonomes.
Les premières sont représentées par les valeurs passées du taux de croissance
de la masse monétaire ; les informations autonomes sont véhiculées par le
taux court, le taux de rendement des bons du trésor et la balance en devises.
- 250 -
Les résultats de l'application empirique
de ce modèle seront exposés dans le
paragraphe suivant.
~~~~~~~~_!! - INTERPRETATION DES RESULTATS EMPIRIQUES OBTENUS
Partant du modèle de monnale que nous venons de définir, nous avons
calculé les séries de taux anticipé M1 et M2. Nous avons utilisé les mesures
logarithmiques
de Ml et M2, comme taux de croissance o~servés de la masse
monétaire: il s'agit de m~ a Log (M /M _ ), où M mesure le stock de monnaie.
t
t 1
~. - Le graphique n~ 20 résume les résultats empiriques de prévision
concernant les disponibilités monétaires.
Nous constatons que la constan~e de regression et les deux pre-
miers coefficients multiplicateurs de m* . sont significatifs au seuil 10 %
t-l
pour 19 observations. Le coefficient multiplicateur du taux d'intérêt l'est
aussi"mais au seuil 1 %
toute hausse du taux d'intérêt nominal affecte
négativement la demande de monnaie Ml. Par contre, l'élasticité entre le taux
de croissance anticipé de Ml et TRBT
est insignifiante.
t
Dans l'ensemble, les résultats obtenus sont significatifs au seuil
10 %, pour une valeur critique égale à 2,90 ; la D-W l'est aussi au nlveau
2,5 %, pour un plafond de la zone critique égal à 1,90. Nos résultats révè-
lent, par conséquent, une absence d'autocorré1ation des résidus: ce qui est
confirmé par le '~stlandard error" de regression, soit 0,007.
En conclusion, pour un coefficient de corrélation ajusté égal à 0,601,
les variables exogènes retenues prévoient bien le taux de croissance du stock
monétaire Ml. Répondons maintenant à la question de savoir, si ces résultats
....,
... t::.
';"
:". ~:
- 251 -
aé",ies
ob.&t"'"éea
...
, ~,.......,.,.,....,..., 3&...ie~
p,.4tvvea
t.ompo&Q"'~. '"'000\\ O""t;CI p~as
- 252 -
sont identiques pour Ml.
2 - Les résultats obtenus avec M2 sont relativement meilleurs.
En effet, le coefficient de corrélation passe à 0,988, les statis-i.
tiques de F-S et D-W sont respectivement égales à 255,49 et 2,21 : au seuil
1 % de significativité, les coefficients de regression sont meilleurs et le
processus stochastique n'exhibe pas d'autocorrélation des résidus: ce qui
est d'ailleurs confirmé par le'''standard eI;I;ortl de regression égal à 0,005.
Malgré une meilleure ~ignificativité des résultats obtenus avec
MZ, nous notons, dans les deux cas, une faible influence des variables exogè-
nes sur le taux anticipé de croissance de la masse monétaire. L'influence
positive de la constante de regression. et1:'du~~tux'[de rendement des bons du
trésor est atténuée par les élasticités négatives partielles de &~t et de
LDEV
: c'est pourquoi, nos représentations graphiques n~~ 20 et 21 des
t
séries anticipées accusent une tendance à la baisse. r.
La différence entre les séries anticipées et les donnég~7âbXg~sles
composantes non anticipées du taux de'~croissance de la masse monétaire.;
c'est avec ces dernières, que nous proposerons, dans les deuxième:l et troi~i 'III
sième sections, les tests empiriques concernant l'impact de la politique
monétaire sur le cours réel de l'économie française.
§~f!lQ~_!! - L'IMPACT DE LA POLITIQUE MONETAIRE SUR L'ACTIVITE ECONOMIQUE
REELLE: FRANCE, 1966.1-1983.4
Le contenu de cette section est ventilé en deux sous-sections, corres-
pondant à la nature de la variable expliquée: le P.I.B. réel et le taux de
chômage.
........
.....
'.' \\
.
.'.
,\\
.:;-'/.
". . . . .
l"
- 253 -
- 254 -
.
~Q~~:~EC!lQ~_l - LA NEUTRALITE DE LA POLITIQUE MONETAIRE SYSTEMATIQUE ET LE
P. LB. REEL
Nous consacrerons le premier paragraphe aux hypothèses du modèle
estimé,et le second aux résultats empiriques et leur signification économi-
que.
PARAGRAPHE l -LES HYPOTHESES DU MODELE ESTIME
------------
Selon la théorie, la 'politique monétaire française de 1964 à 1983
serait approximée par l'évolution de la composante non anticipée de la masse
monétaire. Notre apport à une telle conception est lié au modèle prévisionnel
de demande de monnaie, ayant servi au calcul du ~~5k7àE'croissance de la
masse monétaire : il dépend non seulement, des valeurs passées du taux de
croissance de la masse monétaire, mais aussi et surtout du taux d'intérêt
nominal. L'importance de cette dernière variable est spécifique à l'économie
de crédit de la FRANCE.
En fait, nous proposons de tester l'inefficacité de la politique éco-
nomique systématique, à travers l'impact de la politique non anticipée sur la
production réelle. C·est la transposition de la conception macroéconomique
néo-classique au système économique français. Il s'agit de vérifier, que seu-
les les composantes non anticipées de la masse monétaire affectent réellement
l'activité économique,rteprésentée ici par le produit intérieur brut réel,
soit :
..
4
+
};
a. ms
.
(6.2)
i ..
~
t-~
0
- 255 -
où YR
mesure le logarithme népérien du P.I.B. réel;
t
a
est un terme constant équivalant au niveau naturel de la produc-
O
tion réelle,
a. est un coefficient de regression,
~
mS
est la composante non anticipée de la masse monétaire, soit
t
mS
'" m* - iii*
t
t
t
où m~ • Log (Mt/M _
t t ),
iii~ est la variable anticipée,
M est le nivea~ de la -:nass8'·JnlÎmétaire.
La faiblesse de la D-W nous a conduit à introduire, dans la relation
initiale, la variable de trend temporel t et celle mesurant le SMIC, le ~:Il~j-
salaire minimum interprofessionnel croissant. L'équation définitive estimée
est :
4
'"
+
I:
a. mS
.
+
+
(6.3)
~
t -~
i '" 0
Nous avons également testé un modèle de stabilisation économique, qu~
convie à maintenir le niveau de production compatible au plein emploi des
moyens de production;;Auctement dit, il est nécessaire que l'écart entre la
production effective et la production potentielle '1 ••• se développe suivant
le rythme permis par les possibilités d'extension de la production" (1).
L'équation estimé~ dans ce cas,cest::
4
a'o +
I:
13. ms
.
+
+
(6.4)
~
t-~
~ III 0
- 256 -
où YR
mesure la production potentielle , définie comme la moyenne
t
pondérée des valeurs passées du P.I.B. réel,
a' est l'écart naturel entre la production effective et la produc-
o
tion potentielle.
Parallèlement à ces estimations, nous avons réestimé les équations
(6.2) et (6.4), ',avecoldes modifications au niveau:(des variables exogènes. Dans
le premier cas, nous avons remplacé ms par m~ ; pour la seconde spécificar.i,ol\\
tion, nous avons ajout~ aux composantes non anticipées, les taux de variation
anticipés du stock de monnaie. Ce stade de notre analyse empirique doit per-
mettre d'apprécier l'exclusivité d'efficacité della politique monétaire non
anticipée.
f~~Q~P~~_!! - LES RESULTATS EMPIRIQUES OBTENUS
.1
Après avoir présenté et commentés les résultats d'estimations des
équations (6.2), (6.3) et (6.4), nous apprécierons l'idée de neutralité de la
politique monétaire anticipée.
1 - Efficacité de la politique monétaire non anticipée sur le P.I.B.
réel: FRANCE, 1966.1-1983.4
Nous avons estimé le P.I.B. réel, en supposant qu'il dépend uni-
quement des valeurs courantes et retardées
du taux de croissance monétaire
non anticipé.
(1) PIL~~ On6 qu.e c.et a.ppel de note .6 e ILa.ppolLte cl la. pa.g e 255.
Ba.nqu.e de FRANCE et la. monn.a.ie, 1983 op. ~., po 61.
'.,
.:.:-:
- 257 -
Les résultats empiriques concernant les disponibilités monétaires
apparaissent sur les graphiques n~s 22 et 23. Pour les premières représenta-
tions, bien que les valeurs estimées du P.I.B. réel suivent la tendance à la
hausse des séries observées, on remarque que la D-W est très faible, signi-
fiant l'oubli d "unel.variable exogène dans la relation estimée.
Nous avons alors réestimé le modèle précédent, en retenant une varla-
ble de trend temporel: il s'agit de corriger les fluctuations superflues de
la courbe des séries estimées. Nous remarquons une nette amélioration du R2,
de la statistique de FISHER-SNEDECOR et du "standard error", qui passent res-
pectivement de 0,606, 22,85 et 0,122 à 0,948, 218,89 et 0,04 ; mais la D-W
reste faible.
"
Comme le montrent les graphiques n~~ 24 et 25, les résultats obtenus
avec M2 sont semblables aux précédents.
En supposant que le salaire minimum interprofessionnel croissant doit
être corre lé avec le P.I.B. réel, ~ous constatons une remontée appréciable
de la D-W : elle est passée de 0,16 à 1,07 en moyenne -voir les graphiques
n~s 26 et 27.
En fait, toute hausse de la masse monétaire devrait avoir à long terme
un impact positif sur la production ; cette hypothèse est bien vérifiée par
les résultats d'estimation de la relation fondamentale -graphiques n~s 22 et
24. Par contre, l'introduction du trend et du SMIC fait apparaître des coef-
ficients négatifs, mais non signicatifs, sur les variables retardées. Toute
hausse du SMIC a un effet dépressif sur la production réelle. L'effet conju-
gué des variables explicatives retenues est positif à long terme.
En conclusion, la politique monétaire non anticipée affecte réellement
la production. En vérité, "l'injection de monnaie nouvelle dans les circuits
- 258 -
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..
- 261 -
de règlement tend à inciter les agents économiques à augmenter leurs achats.
A l'inverse une raréfaction des moyens de paiement disponibles freine l'ex-
pansion des transactions" (1). Il en résulte à long terme un effet positif
sur le produit intérieur brut réel.
2 - Tests empiriques sur l'efficacité de la politique de stabilisation
économique {estimation du P.I.B. réel)
L'augmentation de la masse monétaire doit répondre à certaines
normes de manière à eviter les effets nocifs qui peuvent en découler : la
hausse des prix et une augmentation des importations.
Toute hausse des prix affaiblit l'esprit d'épargne; ce qUl exige
des conditions favorables à l'épargne, dans le but de relancer les investis-
sements. C'est ce qui s'est en FRANCE en 1983 et qui, avec l'amorce de décé-
lération de l'inflation, a permis de ramener le taux créditeur des caisses
d'épargne à son niveau antérieur. L'envolée des prix entrave également la
politique des revenus et fait apparaître des inégalités au niveau des person-
nes dont les ressources ne suivent pas la tendance générale.
Le second effet nocif suscite un déséquilibre des règlements avec
l'étranger et par conséquent" •.• soit un épuisement des réserves de change
du pays, soit une dépréciation de sa monnaie sur les marchés des changes" (2).
Ce qui nous rappelle les dévaluations successives en FRANCE en 1981-82, déva-Il
luations èonsécutivœs:hat.n"déséquilibre persistant de la balance commerciale.
C'est pourquoi, il est primordial, dans le cadre d'une politique de
stabilisation économique, de réduire en accord avec la politique de crédit
l'écart entre la production effective
et la production d'équilibre. Le ; 1
tableau n~ 6.1 nous donne les résultats empiriques sur l'efficacité de la
politique de stabilisation économique.: ils sont similaires à ceux obtenus
TABLEAU N~ 6. 1
:=:-
Résultats empiriques sur l'efficacité de la politique de stabilisation économique
FRANCE, 1966.1-1983.4
4
YR
- YR
a'
+
I:
8. ms
.
+
8
SMIC
+
8 ·t
.,,-nt
t
°
5
t
6
1
t-1
l . ,
°
i
,
a
8
O
80
8 ,
82
8
8
3
4
85
6
J
0,23
1
6,23
3,99
1
-29,99
1
-15,87
1
26,45
__(Q,~71
(Q,~.71
__(Q,191 __ 1-2,i81 __ i~..!.,i61
(~,~51-..
_
YR
- YR
R2 = 0,148
F (5, 66) = 3,47
D-W = 2,23
t
t
,
(Mt)
JSEE = 2,16
-0,76
1
4,15
1
3,19
1
-30,46
-16,31
1
25·,.63
1
-0,15
1
0,05
_ i-Q~i31
(Q,191
(Q,~91 __ i-~,~81
_i-..!.,~51
(~,181 __ i-Q,2.91
(Q,2.31_
R2 = 0,135
F (7, 56) = 2,40
D-W = 2,30
SEE = 2,31
0,31
1
-7,41
1
22,90
1
28,72
1
-22,97
1
29,15
1
1
__(Q,~61 __ 1-Q,2. 1
:J.!.,~91 __ i~~,]..21 __ i-.!.,2.01
(~,~41
_
'
YR
- YR
R2 = 0,137
F (5, 66) = 3,26
D-W = 2,17
SEE = 2,17
t
t
J
0,05
(M2)
-0,53
1
-8,48
1
0,24
-29,02
1 -23,54
1
30,47
l
-0,18
_ i-Q,151 __ 1-0 ,2.2l
(..!.,~51
_Ci-.!.,2.91 __ it.!.,~21
(2L5~)_
_(.:.0L9i)_
_ iOL8~ __
R2 = 0,128
F (7, 56) = 2,32
D-W = 2,24
SEE = 2,32
- 263 -
coefficiÎnt.de
.
pour l'efficacité de la politique économique. Mais le/corre at~on est re1at~-
vement faible, soit en moyenne 0,135.
3 - Efficacité de la nouvelle théorie macroéconomique classique
En définitive, nous avons testé l'efficacité de la théorie des
anticipations rationnelles. Cela consiste, pour la neutralité de la politique
monétaire systématique, à remplacer ms par m*, et pour l'efficacité de la "') 1
politique de stabilisation économique, nous avons retenu en plus des ms, les
parts anticipées de la po1it1que monétaire. Les résultats obtenus sont résu-
més dans le tableau n~ 6.2 ; nous pouvons constater que l'impact des ms n'est
pas plus élevé que celui de la politique monétaire anticipée.
Ces nouveaux résultats j-ettléntll:un doute sur l'exclusivité d' effi-.
cacité de la politique monétaire non anticipée. Cependant, avant d'analyser
les causes de tels résultats, voyons s~ la nouvelle conception macroéconomi-
que est applicable au taux de chôm~ge.
~2g~:~~g!!Q~_!! - TAUX DE CHOMAGE ET EFFICACITE DE LA POLITIQUE MONETAIRE
FRANCE, 1968.2-1983.4
Nous proposons ici un autre test sur la neutralité de la politique
économique contracyc1ique. Il s'agit d'expliquer le taux de chômage par les
seules composantes non anticipées de la politique monétaire. Exposons d'abord
les hypothèses du modèle estimé et présen,tons ensuite les résultats empiri-
ques obtenus.
Ce..o ILé6 éJLenc.e..o ~ e IUlppOlLtent à. la. pag e 261.
(1) Banque de FRANCE et la. monnaie, 3~me édition 1983, op. cit., p. 62.
(2) Banque de FRANCE et la. monnaie, 3~me édition 1983, op. cit., p. 60.
TABLEAU N.2. 6.2
Efficacité de la nouvelle théorie macroéconomique classique (estimation du PIB réel)
FRANCE. 1966.1-1983.4
4
4
4
YR
= a
+
E
a. m* . + a .t ;~et
YR
- YR
= ci' +
E
B. ms
• +
li
B~·~ . + y.t
t
0
.
1.
t-1.
5
t
t
uO
.
o 1.
t-1.
1.
t-1.
1.
o
1.
i = o
.
.
.
.
Param~tres
a
a
a
a
:Ct
a
es 1.mes
O
O
al
a 2
3
4
r
...)
5
a'
B
Vaa~~ples
O
B11
B2
B3
B4
B'
B'
B'
B'
B'
y
0
0
1
2
3
4
en 0 enes
(1)
11.88
0.17
0.47
0,36
0,38
0,38
0,01
(757.33)
_ _ _ _ _
(0.57)
_ _ _ _ _ (1
_ L 60)
_ _
(1,22)
_ _ _ _ _ (1,32)
_ _ _ _
(1,28)
_ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _
..P.!.,.!.62.
YR
R2 = 0.951
F (6. 65) = 231.11
D-W = 0,203
. SEE = 0.04
.
t
(2)
11,76 L 0,80 1 1,02 L 0, 74 1 0,89 L O'93~
L
1
L
1
l 0,93
i5.!.4..!..6~) _(~.~42. _1~~21) _(~,l22. __P..!..8~)
_(~,2.4) _ _ _ _
_ _ _ _ _ _ _ _
_ _ _ _ _ _ _ _
i4~,Q91
R2 = 0,969
F (6. 65) = 365,12
D-W = 0,466
SEE = 0.03
L
L
l
l -30.77~
l
l
(1)
. 0,88
-4.88 1 -13.30
-29,52 1 -21,82
-7.30 1
-5.82
11,20
32,77 1 -72.28
0.02
_ i lL 0.!.)
i-Q.l32. ~<-0..!..8~) i-.!.,2.91_(-1..!..42) 1-Q,~02.. _(-0..!..2~) 1-.!..Q4) _ i0..!..3~)
_(.!.,Q82. _(.:.3..!..0':~)
_(Q,~92.
YR
-YR
R2 = 0.202
F (11, 60) = 2.64
D-W = 2.16
SEE = 2.09
t
t
L
1-53
(2)
0, 48 1 -11. 97 1
16, 40 1 -9.26
1
-3, 53 1-0. 29 1 -11,57
-7. 13 1
24, 25 1
41,00
• 00 1
-0.006
_ i0..!..3l)_':i-Q.~92. _ i0..!..8.!.)_(.:.0..!..4~ __(-OL1~) 1-Q.Ql2. _(.:.0..!..4~)
1-Q•.?}2. _(Q,2.92. _ 11..!..3~)
i-~,~22. _(.:.0..!..22)_
R2=O,153
F (11, 60) = 2. 17
D-W = 2.03
SEE = 2.15
(1) = résultats obtenus avec Ml
(2)
résultats obtenus avec M2.
- 265 -
PARAGRAPHE l - LES HYPOTHESES DU MODELE ESTIME
------------
Il s'agit de vérifier la relation suivante
4
=
Log (U/1-U)t
=
+
E
(6.5)
1.
= 0
où U mesure le taux de chômage,
mS
est la composante non anticipée de la masse monétaire,
t
dO est une constante de regression,dl~ 1:1!
a. avec i = 0 ••• 4 sont des coefficients de regression.
1.
La plupart des regressions présentant une D-W faible, il nous est
apparu opportun d'introduire une variable de trend temporel dans le but de
corriger les fluctuations superflues. Pour la même raison, nous avons consi-
déré une variabl~1~~~~rémentaire, le SMIC.
Pour BARRO (1), l'élasticité du taux de chômage par rapport au SMIC
serait positif
si l'impact négatif de ce dernier sur l'emploi domine l'effet
négatif probable sur la population active.
Le modèle ainsi défini permettra de vérifier l'inefficacité de la
politique monétaire,.ou plus précisément l'efficacité de la politique moné-
taire non anticipée. Par ailleurs, nous testerons l'efficacité de la politi-
que de stabilisation économique à travers l'estimation du taux de chômage
d'écart à l'équilibre.
En effet, dans la mesure où les agents économiques utilisent efficace-
ment toutes les informations sur le marché de l'emploi, toute mesure systéma-
(1)
R.J. BARRO: "Urla.Yl.Uci.pa;ted marie!! glLow:th a.rld urle.mpf.oqmeYl.:t -i.n U.S.A", op.
w., p. 512.
-, 266 -
tique tendant à stabiliser le taux de chômage est vouée à l'échec. En d'au-
tres termes, l'écart du taux de chômage à sa valeur d'équilibre n'est affecté
que par la politique monétaire non anticipée, soit :
4
+
I:
Y. ms
.
(6.6)
l.
t-l.
i = 0
où TCB
mesure la valeur d'équilibre du taux de chômage: il s'agit
t
ici de la moyenne pondérée des valeurs passées du taux de chô-
mage.
Comme précédemment, cette équation sera estimée avec adjonction de 2
autres variables exogènes : le trend temporel t et le salaire minimum inter-
professionnel croissant SMIC •
t
Enfin, nous avons vérifié l'exclusivité d'efficacité de la politique
monétaire non anticipée.
~~~~~~~~_!! - LES RESULTATS EMPIRIQUES ET LEUR SIGNIFICATION ECONOMIQUE
mouéta;fe .
Exposons d'abord les résultats sur la neutralité de la po1l.tl.qu~" PUl.S
ceux sur la politique de stabilisation économique et enfin les estimations
portant
sur l'exclusivité d!'effiioacitœ de la politique monétaire non antici-
pée.
l' - L'efficacité de la politique monétaire non anticipée sur le taux
de chômage
Le taux de chômage U est calculé en rapportant le nombre de chô-
- 267 -
meurs (1) par trimestres à la population active de l'année en cours •. Ce taux
de chômage ainsi obtenu, nous"permis de calculer la variable endogène loga-
rithmique de L'équation (6.5).
Les résultats des graphiques n~s 28 et 30 révèlent une étroite corré-
1ation entre la politique monétaire non anticipée et le taux de chômage. En
plus, ils révèlent une significativité au seuil 0,1 i.. Mais la D-W est très
faible, signifiant l'omission d'une variable importante dans la spécification
de la relation estimée.
Mais, comme le montrent les graphiques nSs 29 et 31, la prise en com-
pte du trend n'améliore pas les résultats. Par contre, nous remarquons une
détérioration de la D-W et de la significativité des coefficients estimés
il faut noter, toutefois, une hausse sensible du R2, qui passe de 0,633 à
0,968 pour Ml et de 0,587 à 0,967 pour M2.
En introduisant le SMIC dans la relation avec trend, nous obtenons les
résultats suivants :
TCB
..
";.5~61
0,64 ms
o~ 15 ms
1
0,27 mS _
t
t 2
(-59,22)
(-0,90
t
(-0,20)
t-
(-0,36)
+ 0,02 mS _
+
0,44 ms
4 -'~,02 SMIC
+
0,05.t
(6.7)
t 3
(0,03)
(0,62)
t-
(-1,97)
t
(13,18)
R2 .. 0,958
F (7, 56) .. 208,03
D-W .. 0,18
SEE .. 0,152
TCB
" - 5,87
-
0,98 mms
-,' 0.;06"mIJls
-
0,01 mms
t
t
(-57,70)
(-1,29)
(-0,66) "t-l
(-0,00
t-2
- 0,14 mms
3 +
0,36 mms
4 -
0,02 SMIC
+
0,05.t
(6.8)
(-0,15)
t-
(0,41)
t-
(-1,82)
t
(13,32)
R2 = 0,959
F (7, 56) .. 215,61
D-W .. 0,172
SEE" 0,150
(1) Lu IJéJUu cU.6ponJ.b.tu ne. IJont pa..6 homogènu, da.n.6 RA. mUWte. où. RA. dé.M- 1
n.-Won de. c.hôme.uJU. a. be.a.uc.oup ~vo.tu~ da.n.6 .te. :tempIJ. Nou.6 donnon.6 du
d~:ttU1..6 n~c. u IJwu e.n a.ppe.ncU.c. e. .6:t0..:ti..6üque. p.' A- Z7 •
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11
"
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1
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1
1
1
1
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1
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1
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1
1
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•
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• 1
1
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1
,
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:
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,,
,
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\\ ' ,
r./
,
.
•
' \\ :
. . . .
,
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,
.
1 . . .
,
1
•
t
.
1
,
1
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1
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_•• __ ._. ~&r/ea Q~;",éflS
','
.....'..':
.:",
:::.",
-
270 -
Nous remarquons, une fois encore, que les statistiques économœtriques
restent stationnaires ; nous pouvons avancer deux raisons essentielles
D'abord, la définition de chômeurs a beaucoup changé dans le temps;
et les séries de l'INSEE,qque nous avons employées pour calculer le taux de
chômage, n'ont pas été remises à jour. Or, de fausses informations ne peuvent
pas donner de bons résultats dans le cadre des anticipations rationnelles.
Ensuite, nous supposons que les appelés au service militaire et une
partie des nouveaux étudiants doivent avoir un effet négatif sur le taux de
chômage; ces données, n'étant pas disponibles trimestriellement, nous 0/:\\'1'''::
n'avons pas pu les intégrer dans cette analyse empirique.
En conclusion, ce sont les fausses informations véhiculées par les
séries de taux de chômage"et l'omission de variables exogènes importantes
dans la relation estimée, qui expliquent la qualité médiocre des estimations
concernant l'efficacité de la politique monétaire non anticipée sur la varia-
ble du chômage.
2 - L'efficacité de la politique de stabilisation du chômage en FRANCE
En estimant l'écart du taux de chômage à sa valeur d'équilibre,
nous avons obtenu les résultats empiriques sur l'un des aspects de l'effica~ii:
cité de la politique de stabilisation économique -vmir le tableau n~ 6.3.
Comparativement aux résultats ~récédents, la valeur de la D-W est
sensiblement plus élevée; par contre, le coefficient de corrélation devient
faible. Les raisons ci-dessus évoquées, concernant l'efficacité de la politi-
que monétaire non anticipée sur le taux de chômage, restent valables.
TABLEAU N~ 6.3
Résultats empiriques sur l'efficacité de la politique de stabilisation économique
::::
FRANCE, 1968.1-1983.4
4
TCB" - TCB
8
+
E
y. ms
•
+
Y
SMIC
t
t
°
°
5
1.
t-1.
t
+
Y6· t
1.
80
Yo
Y1
Y2
Y3
Y4
Ys
Y6
-0,00004
1
0,20
1
0,002
1
-0,26
1
0,07
1
0,11
__('::0LOJ)
(Q,2.6l
(Q,Q1l __ i-.!.,Q8l
(Q~lOl
(Q,~21_,_ -----1---
_
(0
R2 = 0,03
F (5, 66) = 0,451
D-W = 1,10
SEE = 0,05
1
1
1:'
-0,05
1 0,43 1 0,12
-0,14
l 0,16
0,37
-0,01
l 0,002
_ J..':..!.,2.11
p..!...O~)
iOL5~) _ _(::0..!...6l) _
_ J..0..!...7!!..) _
_ i 1..!...7.z)_
_ (::3..!...0~)_
_ i1L9l) __
R2 = 0,138
F (7, 56) = 2,44
D-W = 1,41
SEE = 0,05
TCB -TCB"
t
t
0,0005
1
-0,20
1
0,27
1
-0,06
1
-0,0009
1
0,08
1
1
__(Q,Q41 __ i-Q,~5
(Q,!8l __ i-Q,~1l __(::0..!...OQ3l
(Q,lSl
_
R2 = 0,02
F (5, 66) = 0,332
D-W
= 1,17
SEE = 0,05
(2)
-0,07
1
-0,04
1
0,36
1
0,02
0,01
1
0,36
1
-0,01
1
0,002
_ i::~,~2l __ i-Q,.!.8l
(.!.,~5l
(Q,Q7l
(Q,Q51
(..!.,~4l __ i-l,~Ol __ J.2..!...3~)__
R2 = 0,127
F (7, 56) = 2,32
D-W = 1,46
SEE = 0,05
(0
résultats obtenus avec M1
(2)
résultats obtenus avec M2
- 272 -
Mais, toute chose égale par ailleurs, les composantes non anticipées
de la masse monétaire déterminent le taux de chômage. Cependant, l'exclusivité
de cette influence, est-elle réservée à la politique monétaire non anticipée 7
Nous proposons une réponse à cette question dans ce qui va suivre.
3 - Effioacibé de la nouvelle théorie macroéconomique classique
esti-
,,1
mation du taux de chômage
Le tableau n~ 6.4 résume les résu1~ats emplrlques concernant la
validité de la nouvelle théorie macroéconomique classique. Nous remarquons '1111'
que les performances statistiques divergent, lorsque l'équation expliquant
l'efficacité de la politique monétaire non anticipée retient également la
masse monétaire anticipée comme variable exogène.
Pour la politique de stabilisation économique, les résultats ne
changent pas : on remarque une significativité identique pour les coefficients
estimés.
En conclusion, toute ~aU8se non anticipée du stock de monnaie a un
effet positif sur le taux de chômage
l'impact le plus é1évé et le plus
significatif est limité aux périodes courante et précédente. D'autre part,
l'écart à la valeur d'équilibre du chômage s'accroit quand la masse monétaire
non anticipée augmente.
Cet impact positif contradictoire peut être causé par la non homo-
généité des séries de chômage
ce qui r~nforce la conception des nouveaux
économistes classiques, dans la mesure où les anticipations rationnelles ne
peuvent pas être compatibles avec de fausses informations.
-sation
Une autre raison serait 1 tautomati~· 1/ de l'économie francaise.
TABLEAU N2. 6.4
Efficacité de la nouvelle théorie macroéconomique classique (estimation du chômage)
::::
FRANCE,
1968.1-1983.4
4
4
4
TCB
=:
CL
+
r
a. m* . + a .t
et
TCB
-
TCB
B +
r
y. ms
. +
r
t
O
~
t-~
5
t
t
t-~
~
°
° ~ = ° ~
~
°y! "m* . + T. t
~
t-~
=
~o
a o
al
a z
a
a
a
3
4
,
,
5
B
y'
O
yO
Yl
Y
Yj
y'
2
Y
T
3
Y4
YO
Yl
2
4
0,04
(01-5 ,50
1 1,57
1 1,75
1 0,67
1 0,20
1 0,16
(.:.1.Q?.!...6l_(.!.,~?l_J.l..!...7~)__(..Q.,~72- _ i 0.1...20 )_ _ (.2.,.!.6l
(4.2.,.2.2l _
----~---~----~---~----
TCB
R2
= 0,969
F (6, 65) = 366,75
D-W = 0,139
SEE=0,147
t
( )
-5,53
1 1,94
1 1,64
1 0,51
1-0 ,44
\\-1,02
1
1
1
1
1 0,04
2
(--56,33)
(1,43)
(1,20)
(0,38)
(-0,32)
(-0,32)
(46,30)
- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -.- - - - - - - - -.- - - -
R2 = 0,968
F (6,65) = 359,78
D-W = 0,167
SEE = 0,148
(0 1
0,03
1 0,74 1-0,21 1-0,87 \\-0,18 1 0,12 1 1,11 1-0,42 1-1,45 1 0,05 1 0,05 1-0,0003
_(..!.,l3l_ 1 2..!...Zl)_ 1-Q,~4l_(.:.2.L6~_ 1-Q,~62- _ 10..!...3~ __(~,~2l_(-0.L6~)_1-2,lOl_ 1 0..!...0J.) _ _ (..Q.,..Q.91_ i-Q,~11
TCB
- TCB'
R2 =
t ' : ° 085
F (11
60) = 1 61
D-W = 1 21
SEE =
'
"
,
°05
t
,
l
L
(2)
0,05
0,09
0,08
1-0,79 1-0 ,50 1 0,25 1 0,44 1-0,28 1-1,00 1-0,54 1 0,29 1-0,0005
_(..!.,121
i 0..!...2..Q.)_
(Q,..!.7l_(.:.1..!...7l)_ 1-.!.,..!.11_ 10.1...5~)_ _ (..Q.,!..61_(-0..!...4Q)_ 1-.!.,~31_(.:.0..!...7§) __ (..Q.,~21 ~ 1-.2.,2.71
R2 = 0,02
F (11, 60) = 0,894
D-W = 1,29
SEE = 0,05
(0
résultats obtenus avec Ml
(2)
résultats obtenus avec M2
les chiffres entre parenthèses sont les
"t-student".
- 274 -
Mais, ceteris paribus, cela peut provenir d'une inadéquation de la
politique de crédit aux besoins réels de l'économie française. En effet, l', I~i ..
toute insuffisance de la demande globale par rapport aux possibilités produc-
tives occasionne une méven~e"et par conséquent une contraction des bénéfices
et une restriction des investissemehts des entreprises. Ces dernières sont
alors contraintes à licencier pour survivre : ce qui diminue la masse des
salaires distribués et par conséquent, un nouvel affaiblissement de la deman-
de globale. C'est alors la récession avec le developpement du chômage.
La variable SMIC contredit a priori l'hypothèse initiale, en ce sens
qu'elle doit avoir un effet positif sur le taux de chômage. En fait, toute
hausse du SMIC peut être consécutive à une croissance plus que proportion~,·1 1
nelle de la richesse nationale, nécessitant de la main d'oeuvre supplémen-
taire. Mais cela peut entr,à~ner des changements structurels dans l'emploi,
dans la mesure où l'effet négatif sur l'emploi n'excéderait pas l'effet néga-
tif probable sur la population active, suscitant en définitive une baisse du
chômage.
La politique monétaire imprévisible influence, bien sûr, le cours réel
de l'économie française, mais la neutralité de la politique mon~taire antici-
pée n'est pas évident; autrement dit, la politique monétaire discrétionnaire
n'est pas aussi neutre que le soutiennent les nouveaux économistes classi-
ques : elle affecte la production réelle et le chômage. Ce qui rejoint d'ail-
leurs les conclusions de F.S. MISHKIN (1) et une remarque importante de B.T.
McCALLUM.
En effet, le premier écrivait: " ... les mouvements non anticipés de
la politique monétaire n'ont un impact sur la production et le chômage plus
--------~--------
(7) F.S. MISHKIN, 1983 op. e.-U.., pp. 127-128;
- 275 -
grand que celui des fluctuations anticipées" (1). Quant à McCALLUM) (2), ·,il a
reconnu la difficulté de soutenir empiriquement, laidcincœpt~cin de neutralité
de la politique monétaiue.
Mais cette ambiguité d'interprétation est surtout valable pour la
détermination du P.I.B. réel. Pour le chômage, les résultats obtenus sont
contradictoires. Si la politique monétaire non anticipée a un effet négatif
sur le chômage, on remarque que cet effet est positif pour la politique moné-
taire observéej~Or, nous avions noté que les séries de taux de chômage ne
sont pas homogènes et qu'en conséquence, :'é11:es véhiculent de fausses informa-
tions qui sont incompatibles avec les anticipations rationnelles. Toutefois,
nous pouvons avancer une autre raison, de nature économique, liée à l'inadap-
tation de la politique monétaire aux besoins réels de l'économie j les résul-
tats obtenus avec la variable d'écart à l'équilibre confirme cette dernière
explication.
(Tl F.S. MISHKIN, 1983 op. W., p. 127.
(2} Benett T. McCALLUM, nov. 1980, op. W"
p. 737.
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
CONCLUSION GENERALE
La particularité de cette étude, portant sur les anticipations ration-
nelles, les taux d'intérêt et l'efficacité de la politique monétaire, tient
à la mesure rationnelle des variables explicatives. Notre conclusion sera sous
forme de résumé des enseignements de la littérature économique et de nos
résultats empiriques personnels.
Nous nous sommes d'abord interessés à la relation de FISHER, qui est
fondée sur les anticipations adaptatives. Empiriquement, il existe une corré-
lation positive entre les taux d'intérêt nominaux et les taux d'inflation~ Si
1. FISHER a abouti à un retard moyen d'ajustement~de
10 ans, en FRANCE 1
les taux d'intérêt s'ajuste plus rapidement à l'inflation anticipée: le
décalage moyen varia entre 6 et 9 mois. Ce résultat est consécutif aux tech-
niques statistiques plus élaborées"qui nous ont permis de mener à bien nos
recherches empiriques : ces performances personnelles sont identiques à cel~~:;
les des successeurs de FISHER (1).
avons, . f"
,
1
1 ' .
d"
,
1
hé d
Nous/ver1 1e ega ement
1mpact
eterm1nant qu exerce
e marc
es
eurodollars sur le taux de l'argent au jour le jour observé sur le marché
monétaire français.
Les résultats de FISHER ont évidemment soulevé de vives controverses
sur le retard d'ajustement; mais la critique la plus importante est que le
modèle estimé n'est qu'un cas particulier des effets d'une croissance moné-
taire soutenue sur les taux d'intérêt nom1naux. Il s'agit d'une détermination
par intégration des effets liquidité, revenu et prix.
ru Cô. - W.E. GIBSON, der.. 1972 op. c..U••
- W.P. YOHE et V. KARNOSKY, 1969 op. c..U••
-,277 -
Cette dernière approche est aussi vérifiée par les données francaises,
mais la corrélation positive obtenue est relativement faible. Nous en dédui-
sons une influence positive directe du taux d'inflation sur les taux court;
et long. Autrement dit, les anticipations des agents économiques se concen-
trent plus volontiers sur les prix que sur la masse monétaire. Mais toutes
ces conclusions sont remises en cause par la théorie des anticipations
rationnelles.
En effet, " .•• à la suite de John MUTH de nombreux économistes ont
deve10ppé une théorie plus systématique des anticipations rationnelles où, .1:·
de facon très générale, une grandeur anticipée est l'espérance mathématique,
conditionnelle de l'information disponible, de la variable correspondante
dont l'évolution suit par hypothèse, celle de la somme d'un processus déter-
ministe et d'un processus aléatoire" (1). Cela revient à dire 'que, si les
agents économiques utilisent efficacement les informations disponibles dans
un système économique donné, seule la politique monétaire non systématique
serait efficace.
Il importait donc, à défaut des séries par sondage employées par les
auteurs "américains, de construire des séries répondant aux critères de
rationalité ; la construction de telles séries nous a permis de reconsidérer
empiriquement les modèles traditionnels testés dans nos travaux personnels :
l'influence de la politique monétaire inattendue sur les taux d'intérêt est
déterminante. Dans ce cas, la politique monétaire est approximée par les com-
posantes non anticipées de la masse monétaire. En général la composante non
,1)
Te CARGILL and R. MAYER: "InteJtut Jta.tu and ptUc.u .6..lnc.e 1950",
/"""'11
I.E.R., june 1974, pp. 458-471.
- FELDSTEIN and ECKSTEIN, nov. 1970 op. ~••
- J.-J DURAND, 1977 op. ~ ••
(1) T. CHAUVEAU : "L'évolution du :taux d' WéJLU a long tVtme .6uJt le. maJl.c.hé
obtiga..:tLUJLe 6Ju:tnca..i.6", ISMEA 1980 .6éJt...le Mo n~ 2, p. 545.
- 278 -
anticipée mesure l'erreur d'anticipation relative à l'observation de la
variable endogène retenue
ce qui suppose, au préalable, une vérification
d'absence de biais dans les séries calculées.
Partant de là, nous avons confirmé partiellement les conclusions des
partisans de la nouvelle théorie macroéconomique classique. En effet, l'im-'
pact non attendu de l'inflation ou de la masse monétaire n'est pas exclusif.
Toute chose égale par ailleurs, l'ouverture de l'économie française montre
que, si les taux d'intérêt nominaux sont déterminés par la part imprévisible
.
n'Qst
de l'inflation ou de la croissance de la masse monétaire, cet impact/que par-
tie1 : nous avons proposé un modèle faisant intervenir le taux de l'eurodo1-
1ar à un mois dans la relation initialement testée.
Dans le même ordre d'idée, nous avons infirmé les conclusions de FAMA
sur la constance du taux d'intérêt réel; l'auteur soutient que le taux d'in-
térêt nominal est le meilleur "prédicteur" du taux d'inflation, parce qu.'il
incorpore, par anticipations rationnelles, de taux d'inflation
En ce qui nous concerne, nous avons montré que, dans la logique même
des anticipations rationnelles, la composante non anticipée du taux d'inf1a~
tion donne des résultats plus performants que le modèle de FAMA, sans toute~·"
fois cautionner l'hypothèse fondamentale de l'auteur. En définitive, nous
avons vérifié que le taux d'intérêt réel dépend du taux de l'eurodollar. Ce
résultat est conforme aux thèses du modèle WICKSELL-KEYNES (1) sur le réexa-
men du paràdoxe de GIBSON, c'est-à-dire la variabilité du taux d'intérêt
réel; il en est de même d'une étude empirique récente de J.-M. ROUSSEAU (2).
(1) J.-C HARVOUIN, 1980 op. cit..
(2) J.-M. ROUSSEAU, 1984 op. cit ..
- 279 -
Nous avons également testé, dans le cadre de l'économie française,
l'un des champs d'application privilégiés de la théorie des anticipations
rationnelles: il s'agit du modèle de la structure par terme des taux d'inté-
rêt ; le taux de rendement des obligations équivaut à la somme pondérée des
taux de l'argent au jour le jour et des taux d'inflation observés ou de leur
composante non anticipée. En conséquence, 11 ••• la structure des taux d' inté,.··j·.
rêt sur le marché obligataire traduit les anticipations des agents relatives
à la politique menée par ces autorités qui peut être par exemple, de tenir
compte de l'inflation et de l'évolution du taux sur le marché monétaire" (1).
Mais la relation constatée, entre taux court et taux long,en,'FRANaE~: pourrait
n'être que le reflet d'une relation analogue existant entre les taux des mar-
chés internationaux, dans la mesure où le marché monétaire français est
étroitement lié au marché des eurodollars et que le marché financier dépen-
drait de l'évolution des obligations internationales.
Mais, ce sont les troisième et quatrième chapitres de cette étude qui
constituent le point culminant den la théorie des anticipations rationnelles
elle prétend que seules les variations inattendues
de la masse monétaire
affectent le cours réel de l'économie.
Nous avons, au préalable, approximé la politique monétaire anticipée
qui, déduction faite de la valeur observée du taux de croissance de la masse
monétaire, donne la composante imprévisible de la politique monétaire. La
variable expliquée, donc prévue, dépend des valeurs passées du taux de"crois-
sance monétaire, du taux de l'argent au jour le jour (2), du taux de rende-
(Il J.-M. GRANVMONT et G. NEEL, mai 1973, ~op. cit., p. 465 : le6 aut~ ont
II..a.ppO!l.:t~ une. lLe.maJLque. de. G. VELANGE, V-iAe.c.:te.uIL de. CEPREAtA.P.
(2]
L' '<'n:tILoduc.tion, y du .taux d' '<'nt~U c.omme. vaJL.i..a.ble. e.xp.U.c.a:t.<.ve., daM l' ~qua
tion d~:te.JLm.<.nant .e.a. ma..611 e. monU:.cU.!Le. an:üc1.p~e. lLe.pOll e. llUIL l' hypot.hù e. d' '<'n-
- 280 -
ment des bons du trésor et d'une variable mesurant la balance des devises
encourues par l'Etat. Ce modèle prévisionnel de la masse monétaire, ainsi
définie, tient compte des spécificités de création monétaire du système éco-
nomique francais.
Sur le plan de l'efficacité de la politique monétaire non anticipée,
nos résultats empiriques personnels ont abouti à une ambiguité d'interpvéta~.
tion, infirmant en conséquence l'hypothèse t~"y~e~"ège de neutralité de la
politique monétaire systématique.
En effet, l'influence des composantes non anticipées de la masse moné-
taire sur la production réelle et le ch8mage n'est pas exclusive. Par exem~I:·
ple, la première variable citée est également affectée par la politique moné-
taire discrétionnaire. Par contre, le taux de chômage, à cause des fausses
informations véhiculées, donne des résultats d'estimation contradictoires.
Mais, toute chose égale par ailleurs, la politique monétaire non anticipée a
un~ffetpositif sur la production réelle et un impact négatif sur le ch8mage.
En outre, il faut reconnaître que l'intégration des anticipations
rationnelles, dans les modèles macroéconomiques, a beaucoup pallié les insuf-
fisances de la modélisation des anticipations. James TOBIN ~crit notamment à
ce propos
"Les théoriciens des anticipations rationnelles ont eu raillson
d'attirer notre attention sur les insuffisances de la modélisation des anti-
cipations. Mais étant données les difficultés intrinsèques ils ont beaucoup
trop exagéré les mérites de leur remède" (1). Mais c'est plutôt la complexité
de tout système économique, comme par exemple celui de la FRANCE, qui demeure
:teJLd~p~Ylda.Ylc.e. e.YlbLe. lu deux vaJU.ablu, hypo:thè,6 e. d~6 e.ndue. paJt le. modUe.
WTCKStLL-KEYNES.
(1) Ja.mu rOBIN;' 1983 op. c.U.., pp. 51-52.
- 281 -
le problème crucial de tous les économistes, sino~ sur le plan théorique
" ..•. comprises et anticipées, les mesures décidées par les pouvoirs publics
n'auront aucun impact réel" (1) car les agents économiques.,"lqu!ÏJ optoimisent rr
leur situation, en compenseront les effets afin de rester aux positions pré-
férentielles.
Ainsi, force nous est de constater des traces de neutralité de politi-
que monétaire à travers une étude menée par J.-C. CHOURAQUI. Il écrit notam-
ment, parlant des autorités monétaires, que" ..• les résultats obtenus par
celles-ci dans la lutte contre l' inflation:lse sont avérés plutôt décevants"
(2), en d'autres termes, elles 1.\\. 'wIJ i.:n{,ont.:pas été en mesure d'infléchir nota-
blement le cours des anticipations inflationnistes" (3) j et il conclut
qu' " ••. à en Juger par le caractère pertubé de l'évolution économique et
monétaire, force est de reconnaître que la politique suivie n'a pas eu, sur
l'ensemble de la période considérée, tous les effets désirés" (4).
En définitive, nous estimons que le débat sur les anticipations
rationnelles reste très ouvert dans la mesure où la réalité économique fran-
çaise semble s'accorder avec l'ambiguité d'interprétation de nos résultats
empiriques per~onnels. Il serait intéressant d'éclaircir cette ambiguïté en
améliorant la méthode de calcul des séries anticipées, ou bien en employant
des données par sondage : ce qui exige des moyens financiers importants
dépassant èeux de cette étude.
*******
(lI J. rOBIN, 1983 op. w., p. 53.
(21, (31 e;t (4) J. -C. CHOURAQUI
"L' expéJt.-<.e.nc.e !l~c.e.n.te de ta. poLU.i.qu.e moné-
:t.a.br.e en FRANCE", Ba.nqu.e, 6ev. 1977, l"
p. 161.
1 - Taux à court terme RN t
La donnée de base est le taux de l'argent au jour le jour, entre ban-
ques, contre effets privés, trimestria1isé à partir des données mensuelles
observées sur la période 1960-1983. Source
Mouvement économique en FRANCE
et Bulletin trimestriel de la Banque de FRANCE. Le tAux mensuel est en pour
cent par an, moyenne des cotations journalières à l'ouverture. Le taux tri",:~::
mestrie1
utilisé est obtenu en faisant la moyenne arithmétique des trois
taux mensuels du trimestre considéré.
2 - Taux à long terme RL t
La donnée de base est le taux de rendement des obligations du secteur
privé, deuxième catégorie, publié mensuellement par le BMS pour la période
1960-1983. A partir de 1965, ce taux tient compte de l'institution du crédit
d'impôt. Les séries trimestrielles sont obtenues en prenant la moyenne arith-
métique des données mensuelles correspondant au trimestre considéré.
3 - Indice des prix à la consommation Pt
Indice pour l'ensemble des biens et services publié par l'INSEE dans
Mouvement économique en FRANCE - Séries longues périodes et BMS. Les séries
sont exprimées en taux annuels, base 100 en 1970 et couvrent la période 1960-
1983.
4 - Déf1ateur du PIB DFP t
Il est obtenu en faisant le rapport entre le PIB en valeur et le PIB
en volume, multiplié par 100. Il s'agit de séries trimestrielles des "Comptes
trimestriels de L'INSEE", base 100 en 1970, observées sur la période 1963-
1983; fournies sur fichier interne de l'INSEE au 19 avril 1984 par la section
RENNES.
1 ;
- 283 -
5 - Masse monétaire M1
Source : Principaux indic~~~n~W~3~e['O.C.D.E. et Bulletin trimestriel
de la Banque de FRANCE. Séries trimestria1isées à partir des données mensue1-
les de fin de périodes. Les données sont exprimées en milliards de francs.
6 - Masse monétaire M2
Source: fichier interne du C.N.R.S. fourni par J.-M. BERTHENOT,eb'""
complété par les B.T. de la Banque de FRANCE de 1980-1983. Les séries sont
exprimées en milliards de francs.
7 - Taux de l'eurodollar à un mois Dt
Source : Mouvement économique en FRANCE et Bulletins trimestriels de
la Banque de FRANCE. Période d'observation: 1965.2-1983.4 ; de 1965 à 1967
il s'agit de moyenne trimestrielle des fins de mois du trimestre considéré.
8 - Produit
intérieur brut réel YR t
C'est le P.I.B. en volume des "Comptes trimestriels de l'INSEE" au 19
avril 1984, fourni sur fichier interne par la Direction Régionale de RENNES.
Période d'observation: 1963.1-1983.4. C'est le logarithme népérien de la
donnée de base qui est utilisé.
')
..
9 - Taux de chômage Ut
Il est obtenu en faisant le rapport entre le nombre de chômeurs à la
fin de chaque trimestre
et la population active de l'année en cours.
Jusqu'en 1975, la mesure de chômage retenu était la population dispo-
nib1e à la recherche d'un emploi, c'est-à-dire l'ensemble des individus qui
se déclaraient, à l'enquête sur l'emploi ou au recensement, être sans emploi
et en chercher un.
Depuis 1975 la FRANCE a retenu la définition du B.I.T, c'est-à-dire
- 284 -
pour être chômeur il faut remplir les quatre conditions suivantes : être
dépourvu d'emploi, être à même de travailler, chercher un emploi rémunéré,
être en quête de ce travail.
La population active comprend les personnes employées, c'est -à-dire
qui déclarent exercer un emploi rémunéré et 1es'personnes disponibles à la
recherche d'un emploi.
Les séries, couvrant la période 1963-1983, proviennent de l'Annuaire
statistique de UINSEB~::':
10 - Salaire minimum interprofessionnel croissant SMIC
.
t
Souce: Annuaire statistique de L'INSEE.
11 - Devises encourues par l'Etat DEVt
Source: Statistiques financières internationales du F.M.I •. C'est le
logarithme népérien de la donnée de base qui est utilisé, soit LDEV •
t
12 - Taux de rendement des bons du trésor TRBT t
Source: Statistiques financières internationales du F.M.I .•
- 285 -
ANNEXES
-------
A-1
TAUX D'INFLATION OBSERVES
-------------------------
l
II
III
IV
1959
0,00
-0,47
1,41
1,40
1960
1,53
-0,15
1,51
0,75
1961
0,00
-0,44
1,78
2,63
1962
1, 14
1)0,84
0,56
1,94
1963
2,18
1,20
1,58
0,52
1964
0,52
0,38
1,02
0,25
1965
0,88
2,13
-0,98
0,74
1966
0,74
0,61
0,73
0,72
1967
0,72
0,36
0,94
1,29
1968
1, 15
0,95
1,47
1,67
1969
1,10
2,06
1,28
1,36
1970
1,66
1,53
1,00
0,99
1971
1,67
1,64
1,33
1,41
1972
1,30
1,46
1,98
2,03
1973
0,78
2,40
2,43
2,62
1974
4,22
3,98
3,17
3,00
1975
2,70
"2,36
2,24
2,00
1976
2,65
1,97
2,78
2,18
1977
1,90
3,05
2,30
1,45
1978
2, 11
2,84
2,46
1,96
1979
2,50
2,91
3,24
2,65
1980
3,79
3,15
3,38
2,68
1981
3, 14
3,27
4, 16
2,77
1982
3,26
2,70
1,03
2,33
1983
2,67
2,51
2,25
1,55
Source
Mouvement économique en "FRANCE et BMS de
l'INSEE
- 286 -
A-2
TAUX D'INFLATION ANTICIPES
--------------------------
4
p*
=
a
+
1:
a. p* .
t
O
1.
t-1.
1.
...
l
II
III
IV
1964
0,89
0,61
1, 01
1,05
1965
0,40
1,36
1,73
0,63
1966
1,05
1,1O
0,77
1, 14
1967
0,46
1,55
1,08
0,74
1968
0,93
1, 16
0,68
1,23
1969
0,53
1,56
0,68
0,74
1970
1,02
1108
0,69
1,27
1971
0,56
1,52
0,48
0,74
1972
1,06
0,96
0,77
1,25
1973
0,57
1,46
0,41
0,74
1974
1,07
0,86
0,87
1, 18
1975
0,60
1,41
0,41
0,74
1976
1,06
0,81
0,96
1,07
1977
0,67
1,34
0,45
0,75
1978
1,04
0,79
1, 01
0,97
1979
0,76
1,24
0,53
0,76
1980
1,02
0,80
1,03
0,90
1981
0,85
1, 14
0,62
0,76
1982
1,00
0,82
1,03
0,87
1983
0,91
1,05
0,70
0,77
- 287 -
A-3
COMPOSANTES NON ANTICIPEES
DU TAUX D'INFLATION
li'S
=0
p* - p*
t
t
t
l
II
III
IV
1964
-0,37
-0,23
0,01
-0,80
1965
0~'48
0,77
-2,77
0, 11
1966
. -0,31
-0,49
-0,04
-0,42
1967
0,26
-1, 19
-0,14
0,55
1
1968
0,22
i
-0,21
0,46
0,44
1969
0,57
0,50
0,60
0,62
1970
0,64
0,45
0,31
-0,28
1971
1, 16
0, 12
0,85
0,67
1972
0,24
0,50
1,21
0,78
1973
0,21
0,94
2,02
1,88
1974
3,15
3, 12
2,30
1,82
1975
2,10
0,95
1,83
1,26
1976
1,59
1,16
1,82
1, 11
1977
1,23
1,71
1,85
0,70
1978
1,07
2,05
1,45
0,99
1979
1,74
1,67
2,71
1,89
1980
2,77
2,35
2,35
1,78
1981
2,29
2,13
3,54
2,01
1982
2,26
1,88
0,00
1,46
1983
1,76
1,46
1,55
0,78
- 288 -
A-4
TAUX DE CROISSANCE OBSERVES
DU DEFLATEUR DU PIB
l
II
III
IV
1963
0,00
3,09
1,20
0,79
1964
1,05
0, 13
1,68
0,89
1965
0,38
0,75
0,50
0,00
1966
0,87
1,23
0,85
0,84
1967
0,84
0,47
0,94
0,35
1968
1, 16
0,00
3,45
1,67
1969
2,41
0,32
1,06
1,37
1970
1,77
1,53
1,41
0,99
1971
1,67
1,26
1, 91
0,94
1972
1,58
1,55
2,07
1,23
1973
2,00
1,62
2,43
3, 11
1974
1,83
2,97
3,79
3, 14
1975
4,32
2,51
2,45
1,55
1976
2,40
3, 11
2,17
2,36
1977
1,61
2,49
2,16
2,12
1978
1,75
2,75
3,44
2, 17
1979
2,31
2,54
2,43
3,09
1980
2,91
3,13
3,52
2,10
1981
4,63
2,87
3,60
3,87
1982
3, 14
3,18
1,09
2,03
1983
3,14
2,41
2,00
2,31
Source : INSEE, fichier interne fourni par
la section régionale de RENNES.
A-5
A-6
TAUX DE CROISSANCE ANTICIPES
COMPOSANTES NON ANTICIPEES DU TAUX DE CROISSANCE
.:.
DU DEFLATEUR DU PIB
DU DEFLATEUR DU PIB
l
II
III
IV
l
II
III
IV
1968
1,08
0,83
1,62
-0,37
1968
0,08
-0,83
1,83
2,04
1969
0,28
-0,66
0,31
2,43
1969
2, 13
0,98
0,75
-1,06
1970
1,05
1,55
0,67
1,75
1970
0,72
-0,02
0,74
-0,76
1971
1,42
2,24
2,36
2,37
1971
0,25
-0,98
-0,45
-1,43
1972
1,61
0,57
0,81- -
0,61
1972
-0,03
0,98
1,26
0,62
1973
0,79
0,30
-0,11
2,62
1973
1,21
1,32
2,54
0,49
1974
1,16
1,37
1,28
1,70
1974
0,67
1,60
2,51
1,44
1975
1,74
1,89
2,12
2,45
1975
2,58
0,62
0,33
-0,90
1976
1,76
1,19
0,87
0,92
1976
0,64
1,92
1,30
1,44
1977
0,79
0,61
0,34
2,53
1977
0,82
1,88
1,82
-0,41
1978
1,49
1,37
1,42
1,53
1978
0,26
1,38
2,02
0,63
1979
1,68
1,;76
1,87
2,44
1979
0,63
0,78
0,56
0,65
1980
1,71
1,35
1,03
1, 13
1980
1,20
1,78
2,49
0,97
1981
1,01
0,88
0,74
2,52
1981
3,62
1,99
2,86
1,35
1982
1,58
1,40
1,44
1,49
1982
1,56
1,78
-0,35
0,54
1983
1,57
1,62
1,66
2,48
1983
1,57
0,79
0,34
-0,17
- 290 "':'
A-7
TAUX DE CROISSANCE OBSERVES
DE LA MASSE MONETAIRE
M1
l
II
III
IV
1960
0,00
4,02
4,68
3,80
1961
4,31
3,20
2,90
4,28
1962
3,73
5,31
4,10
3,86
1963
4, 11
3,41
3,52
2,62
1964
2,07
1,83
2,26
1,89
1965
2, 17
2,50
2,62
0,48
1966
3,01
' 0,86
1,65
1,90
1967
2,58
0,80
0,16
1, 01
1968
-0,63
6,22
1, 1O
1,23
1969
2,09
0,29
0,57
-3,47
1970
1,63
1, 16
2,92
5,02
1971
3,76
3,08
2,53
1,66
1972
4,33
4,07
4,43
1,09
1973
0,58
4, 17
1,62
2,61
1974
2,60
1,55
1,,49
9,16
1975
-1,90
3,53
5,06
5, 13
1976
2,62
3,03
1,32
0,39
1977
2,85 .
1,31
3,76
3,25
1978
2,33
2,02
4,52
1,89
1979
5,51
1,98
1,31
3,29
1980
1, 19
1,29
2,36
1,88
1981
2,55
4,36
5,85
1,92
1982
2,96
3,13
2,58
1,66
1983
2,96
3,34
0,95
3,39
Source : Principaux indicateurs économiques
de l'O.C.D.E. et B.~. de la Banque
de FRANCE
"."
A-8
A-9
TAUX DE CROISSANCE fu~TICIPES
COMPOS~~TES NON ANTICIPEES DU TAUX DE CROISS~~CE
DE LA HASSE HONETAIRE Hl
DE LA ~~SSE MONETAIRE Ml
l
II
III
1\\'
l
II
III
IV
1965
2,41
2,61
2,56
2,80
1965
-0,24
-0, 11
0,06
-2,32
1966
3,39
2,53
3, 11
3,60
1966
-0,38
-1,67
-1,46
-1,70
1967
2,08
2, 71
2,86
2,82
1967
0,50
-1 ,91
-2,70
-1 ,81
1968
2,75
3,09
3,94
3,57
1968
-3,38
3, 13
-2,84
-2,34
1969
2,86
2,75
2,64
3,00
1969
-0,77
-2,46
-2,07
-6,47
1970
2,99
2,92
2,77
3,58
1970
-1,36
-1,76
0, 15
1,44
1971
3,07
2,94
2,96
2,96
1971
0,69
0,14
-0,43
-1,30
1972
2,99
3,05
3,04
3,66
1972
1,34
1,02
1,39
-2,57
1973
3,16
3,21
3,02
3,06
1973
-2,58
0,96
-1,40
-0,45
1974
3,05
3,03
3,03
3,69
1974
-0,45
-1,48
-1,54
5,47
1975
3,21
3, 17
3,06
3,08
1975
-5,11
0,36
2,00
2,05
1976
3,05
3,06
3,05
3,72
1976
-0,43
-0,03
-1,73
-3,33
1977
3,26
3,23
3,09
3; 1O
1977
-0,41
-1,92
0,67
0, 15
1978
3,08
3,08
3,07
3,74
1978
-0,75
-1,06
1,45
-1,85
1979
3,27
3,25
3, 12
3, 12
1979
2,24
-1,27
-1 ,81
0, 17
1980
3, 1O
3,10
3,08
3,75
1980
-1 ,91
-1 ,81
-0,72
-1,87
1981
3,30
3,26
3, 13
3, 14
1981
-0,55
1, 1O
2,72
-1,22
1982
3, 11
3, 11
3, 1O
3,77
1982
-0, 15
0,02
-0,52
-2, 11
1983
3,32
3,28
3, 15
3, 15
1983
-0,36
0,06
-2,20
0,24
- 292 -
A-1O
TAUX DE CROISSANCE OBSERVES
DE LA MASSE MONETAIRE M2
l
II
III
IV
1959
1;83
3,05
4, 16
1960
2,85
2,22
4,74
5,51
1961
4,45
3,39
3,44
4,54
1962
3,97
3,67
4,75
4,92
1963
3,74
2,65
3,40
3,87
1964
2,05
1,09
2,29
3,30
1965
1,88
1,54
3, 18
3,35
1966
2,06
1,9 1
2,73
2,95
1967
1,38
1,75
3,71
4,02
1968
1,49
2,79
4,07
5,88
1969
5,02
1,40
2, 17
2,10
1970
0,95
2,69
3,69
4,34
1971
5,60
3,01
4,95
3,58
1972
3,52
4,79
6,32
3,49
1973
1, 16
4,00
4, 15
3, 19
1974
4,02
3,28
4, 12
4,36
1975
3,51
2,50
5, 12
5,42
1976
3,96
3,69
3,30
2,65
1977
2,71
2,37
3,55
0,08
1978
8,09
1, 19
3,64
3, 16
1979
3, 11
3,22
2,99
3,06
1980
3,85
2,39
1,96
2,52
1981
3,99
3,70
3,27
1,07
1982
3,49
3,53
3,34
1,99
1983
2,04
2, 1O
1,79
1,89
Source : Principaux indicateurs économiques
de 1 'O.C.D.E ..
A-l1
A-12
TAUX A..T'\\'TICIPES DE ~12
CO}WOSANTES NON ANTICIPEES DE M2
l
II
III
IV
l
II
III
IV
1964
3, 14
0,97
2,72
3,32
1964
-1,09
0, 12
-0,43
0,02
1965
2,70
1,06
3,44
0,98
1965
-0,82
0,48
-0,26
2,37
1966
2,23
2,38
3,42
3,02
1966
-0, 17
-0,47
-0,69
-0,07
1967
1,97
3, 12
3,44
3,22
1967
-0,59
-1,37
0,27
0,80
1968
2,33
3, 18
2,22
2,66
1968
-0,84
-0,39
1,85
3,22
1969
2,90
3,44
3,03
2,31
1969
2, 12
-2,04
-0,86
-0,21
1970
3,02
3,29
3, 12
2,91
1970
-2,07
-0,60
0,57
1,43
1971
3, 16
2,71
2,84
2,31
1971
2,44
0,30
2, 11
1,27
1972
3,30
2,99
2,69
3,04
1972
0,22
1,80
3,63
0,45
1973
3, 16
3,08
3,05
2,32
1973
-2,00
0,92
1, 1O
0,87
1974
3,06
2,93
2,80
3,20
1974
0,96
0,35
1,32
1, 16
1975
3,00
2,88
3,04
2,32
1975
0,51
-0,38
2,08
3, 1O
1976
3, 11
2,99
2,77
3,05
1976
0,85
0,70
0,53
-0,40
1977
2,95
2,95
3, 11
2,32
1977
-0,24
-0,58
0,44
-2,24
1978
3,08
2,99
2,78
3,08
1978
5,01
-1,80
0,86
0,08
1979
2,99
2,93
3,02
2,30
1979
0, 12
0,29
-0,03
0,76
1980
3, 11
3,00
2,78
3,06
1980
0,74
-0,61
-0,82
-0,54
1981
2,97
2,93
3,04
2,30
1981
1, 02
0,77
0,23
-1,23
1982
3,09
2,96
2,77
3,06
1982
0,40
0,57
0,57
-1,07
1983
2,97
2,93
3,02
2,28
1983
-0,93
-0,83
, ,23
-0,39
- 294 -
i\\.-13
Ti\\.UX DE CROISSi\\.NCI~ OBSERVES
DE Li\\. Hi\\.SSE NONETi\\.IRE Hl
m*
Lor, (N IN
1)
t
t
t-
l
II
III
IV
1960
0,039
0,046
0,037
1961
0,042
0,032
0,027
0,042
1962
0,037
0,052
0,040
0,038
1963
0,040
0,034
0,035
0,026
1964
0,021
0,018
0,022
0,019
1965
0,021
0,025
0,026
0,005
1966
0,030
0,009
0,016
0,019
1967
0,025
0,008
0,002
0,010
1968
-0,006
0,058
0, °11
0,012
1969
0,021
-0,003
0,006
"'0,035
1970
0,016
0,012
0,029
0,049
1971
0,037
0,030
0,025
0,016
1972
0,042
0,040
0,043
0, 011
1973
0,006
0,041
0,016
0,026
1974
0,025
0,015
0,014
0,088
1975
-0,019
0,035
0,044
0,055
1976
0,026
0,030
0,013
0,004
1977
0,028
0,013
0,037
0,032
1978
0,023
0,020
0,044
0,019
1979
0,054
0,020
0,014
0,032
1980
0,012
0,013
0,023
0,019
1981
0,025
0,043
0,057
0,020
1982
0,029
0,031
0,025
0,016
1983
0,029
0,033
0,009
0,033
Source : Principaux indicateurs ~conomiques de
l'O.C.D.E. et B.T. de la Banque de FRi\\NCE
- 295 -
A-14
TAUX DE CROISSANCE ANTICIPES
DE LA MASSE MONETAIRE M2
(cf. chapitre VI)
l
II
III
1'/
IV
1965
0,032
0,029
0,035
0,026
1966
0,028
0,025
0,018
0,024
1967
0,018
0,024
0,026
0,021
1968
0,020
-0,010
0,004
-0,020
1969
-0,018
-0,028
-0,037
-0,039
1970
-0,040
-0,029
-0,018
-0,022
1971
0,008
0,010
0,015
0,017
1972
0,022
0,025
0,038
0,006
1973
-0,008
1
0,006
-0,022
-0,057
1974
-0,071
-0,072
-0,077
-0,065
1975
-0,037
-0,004
0,004
0,009
1976
0,003
-0,008
-0,021
-0,042
1977
-0,040
-0,027
-0,020
-0,025
1978
-0,041
-0,034
-0,004
0,0004
1979
-0,004
-0,005
-0,038
-0,058
1980
-0,061
-0,064
-0,49
-0,060
1981
-0,044
-0,106
-0, 123
-0,102
1982
-0,093
-0, 11O
-0,086
-0,069
1983
-0,064
-0,064
-0,061
-0,062
- 296 -
A-15
COMPOSANTES NON ANTICIPEES
DE LA MASSE MONETAIRE Ml
ms
(A-13) - (A-14)
t
l
II
III
IV
1965
-0,011
-0,004
-0,009
-0,021
1966
0,002
-0,016
-0,002
-0,005
1967
0,007
-0,016
-0,024
-0,024
1968
-0,026
0,068
0,007
0,032
1969
0,039
0,025
0,043
0,004
1970
0,056
0,041
0,047
0,071
1971
0,029
0,020
0,020
-0,001
1972
0,020
0,015
0,005
0,005
1973
0,014
0,047
0,038
0,083
1974
0,096
0,087
0,091
0, 153
1975
0,018
0,039
0,040
0,046
1976
0,023
0,038
0,034
0,046
1977
0,068
0,40
0,057
0,057
1978
0,064
0,054
0,048
0,019
1979
0,058
0,025
0,052
0,090
1980
0,073
0,077
0,072
0,079
1981
0,069
0, 149
0, 180
0, 122
1982
0, 122
0, 141
0, 111
0,085
1983
0,093
0,097
0,070
0,095
- 297 -
A-16
TAUX DE CROISSANCE OBSERVES
DE LA MASSE MONETAIRE M2
m~ • Log (M /M _ )
t
t 1
l
I I
III
IV
1960
:.0,093
0,162
0,054
1961
0,044
0,033
0,034
0,044
1962
0,039
0,036
0,046
0,048
1963
0,037
0,026
0,033
0,038
1964
0,020
0, 011
0,023
0,033
1965
0,018
0,015
0,031
0,033
1966
0,020
0,019
0,027
0,029
1967
0,014
0,017
0,036
0,039
1968
0,015
0,028
0,040
0,057
1969
0,049
0,013
0,021
0,021
1970
0,009
0,027
0,036
0,042
1971
0,055
0,030
0,048
0,035
1972
0,035
0,047
0,061
0,034
1973
0, 011
0,039
0,041
0,031
1974
0,039
0,032
0,040
0,043
1975
0,035
0,025
0,050
0,053
1976
0,041
0,036
0,032
0,026
1977
0,027
0,023
0,035
0,001
1978
0,078
0,012
0,036
0,031
1979
0,031
0,032
0,030
0,030
1980
0,038
0,024
0,019
0,025
1981
0,039
0,036
0,032
0,011
1982
0,034
0,035
0,033
0,020
1983
0,020
0,021
0,018
0,019
Source : Principaux indicateurs économiques de
l'O.C.D.E.
- 298 -
A-17
TAUX DE CROISSANCE ANTICIPES
DE LA MASSE MONETAIRE M2
-*
m = 0,090 .:.+
0,012 m~_l - 0,013 m* 2 },+llPO, 002
t
'
m~_3
(3,34)
(25,07)
(-26,94) t-
(-4,10)
... 0,016 RN
+
0,001 TRBT
- 0,036 LDEV
t
t
t
(-1,65)
R2 = 0,988
F (6, 19) = 255,49
D-W = 2,21
SEE = 0,005
l
II
III
IV
1965
0,030
0,034
0,034
0,027
1966
0,029
0,024
0,018
0,024
1967
0,015
0,022
0,025
0,021
1968
0,018
-0,006
-0,002
-0,032
1969
-0,029
-0,043
-0,05,1,
-0,056
1970
-0,057
-0,45
-0,032
-0,029
1971
"0,002
0,004
0,009
0, 011
1972
0,018
0,023
0,038
-0,001
1973
-0,019
-0,018
-0,038
-0,078
1974
-0,099
-0,101
-0, 111
-0,094
1975
-0,058
-0,019
-0,009
-0,002
1976
-0,009
-0,020
-0,039
-0,065
1977
-0,058
-0,044
-0,035
-0,041
1978
-0,058
-0,042
-0,015
-0,009
1979
-0,011
-0,017
-0,060
-0,085
1980
-0,091
-0,094
-0,077 .
:.0,081
1981
-0,072
-0, 149
-0,174
-0,146
1982
-0,134
-0,154
-0,125
-0,104
1983
-0,094
-0,095
-0,092
-0,093
- 299 -
A-18
COMPOSANTES NON ANTICIPEES
DE LA MASSE MONETAIRE M2
mS
III
(A-16) - (A-11)
t
l
II
III
IV
1965
-0,012
-0,015
-0,003
0,006
1966
-0,009
-0,005
0,009
0,005
1967
-0,001
-0,005
0, 011
0,018
1968
-0,003
0,034
0,042
0,089
1969
0,078
0,056
0,072
0,077
1970
0,076
0,072
0,068
0,071
1971
0,053
0,026
0,039
0,024
1972
0,017
0,024
0,023
0,035
1973
o,oao
0,057
0,079
0,109
1974
0,138
0,133
0, 151
0,137
1975
0,093
0,044
0,059
0,055
1976
0,050
0,056
0,071
0,091
1977
0,085
0,067
0,070
0,042
1978
0,136
0,054
0,051
0,040
1979
0,042
0,049
0,090
0, 115
1980
0,129
0, 118
0,096
0,106
1981
0, 111
0,185
0,206
0,157
1982
0,168
0,189
0,158
0,124
1983
0, 114
0, 116
0, 11O
0, 112
- 300 -
A-19
TABLEAU N~ Al
TABLEAU N.2 A2
'1--'--- ------
TAUX DE L'ARGENT AU JOUR LE JOUR
TAUX DE RENDEMENT DES OBLIGATIONS
ENTRE BANQUES CONTRE EFFETS PRIVES
DU MARCHE SECONDAIRE
... 4 .-';8"::· 5:-'3~"""'4~76-" /":'~O"'1964
. --
.-
6.71
6.RO 6.70 6.69
4.114.19
4.074.33
965
6.857.01
6.90 7.01
4.24
4.65
4.81
4.54
966
7.127.29 7.35 7.53
5 . 2 2 4 . 7 0 4 . 5 2 4 . 64
967
7.49 7.407.26 7.31
4. 95
5. 51
6. 22
8.15
1968
7.34
7.43 7.33
7.68
,~.03
8.92
9.15
9.78
1969
8.00
3.04 8.0Q 8.41
9.79"
9.09
8.28
7.53' 1970 ,
8.99 8.90 8.66 8.75
6.08
5.94
5.77
5.58
1971
8.69 8.72 8.67 8.73
5 • 09 ..•... 4'~'6 5 ",' '3~" 31'·'6". 27 -: 1972
R.fiS
8.02
7.86 8.14
7.45
7.54
8.8311.03
1973
8.60 8.33
9.40 Q.79
12.6612.76 13.73 12.46"1974
1 O. 86 1 1 • S9 ,·1 1 • 90 1 1 • 86
1 0 . 1 6 7 . 7 0 7 . 1 3 6 . 62
1975
11.4010.9910.7410.86
7.06 ·':·7~·57
8.991'0.61
1976
10.7410.8211.0311.36
9.83.9.07
8.50
8.87,1977
11 • 1 1 1 1 • 7 4 .1 1 • 6 4 1 1 • S5
9.67 ... 8.11
7.'23
6.35.1978
12.1711.5510.9510.46
6.70
7.3410.26 11.R6
1979
10.11
10.48 11.8? 12.36
12.37'12.'4811.5310.95,1980
14.09 14.0513.89 14.62 ..
11.1216.0617.9216.0911981
15.1517.13 17.S1
17.51
1 5. 1 81 6.40 1 4~ 58 1 '3.33' 1982
17.0116.7816.4015.97
1 ~. 77 1 2. 54 1 2. 50 1 2. 50
1983
15.08 14.8314.4714.23
•
Source
INSEE-Mouvement économi-
------
ij~~E~~ : INSEE-Mouvement économique en
que en FRANCE et B.T. de
FRANCE et B.T. de la BAHqU~
la Banque de FRANCE.
de FRANCE
TAUX DE L' EURnnm.T.AR A tiN MOn:
.
1965
,
__ 4.7.9 4.79.4.40 .. 5.22
.
19665.425.$316.446.755.46.4.88 S.OL
S.71
1968 5 .. 7.1.5.,98.,...6._0.L~6.40.,7.99
9.70 10.52 10.37,
19709.448.84 8.14 7~12·5.30 6.547.696.03
1972 4 • 87.4. 605.2.5 ...5.42_7.56 ..8.36 ... 1 0 •.97.. 1.0.21
19749.06 11.40 12.5410.046.76 5.77 6.636.06
19765.19 5.44 5.43 4.99.4.87, 5.33 5.98 6.82 ..
19787.08 7.S7 R.39 10.28 10.55 10~46 11.4214.37
1980 1 S. 75 1 7. 25 1 4. 779.03.1 2.67.1 7. 87 15.03.9.22
1982 1 J. 32 1 8. 23 1 1. Q R 9. 70 , 6. 8 7 1 3. 9 S 9. 67 9. 73
~~~E~~
Mouvement économique en FRANCE
(INSEE) et B.T. de la Banque de FRANCE.
- 301 -
A-191\\(suite)
TABLEAU N.2 A4
-----------
SALAIRE MINIMUM INTERPROFESSIONNEL CROISSANT
-
. - .-
1968
2.22 2.22'-3:00 3.08
1969
3.08 3.353.35 .3.27
1970,
J.27 3.36 3.50 3.50
1971
3.63 3.68 3.85 3.90
1972
3.94 4.Hl 4.30 4.55
1973
4 .. 64 4.6ft ..5.20 5.32
1974
'5.43 S.77 6.40 6.55.
1975
6.75 7.. 00 ,7.. 55.7.. 7L
1976
7.89 8.. 08 :8 .. 58· 8.76
1977,
8.94 9.14.9..58 9.19
1978.
10.. 06 10.45·10.85 11.07
1979
11.31 n.60.]2~1.5.12.r.2
1980.
12.93 13.37 13.. 66' 14.00
1981 ... 14.29 14.791.5 .. 96 17.55
1982
~8.'S ~8.82 39.. 6ft 19.96
1983
.20.65 21.33 21.89 22.33
Source: Annuaire statistique de L'INSEE
TAU~ DE CHOMAGE (en pourcentage)
PIB REEL (en volume)
1
0.49.0.480.470.45
1963
'12831R
1.HOt..3 153410 13~901
0.430.49 0.530.56
1964
141516 142R73144625
145?~2
o•62 O. 67 O. 70 O. 71
1965
1 '. f, 2 S 6
1 4 Q ~ ? 5 1 5? J 6 1 1 5 4 1 70,
O.6 Q
0.70 0.73 0.77
1966
1555 S9 15792? 15972'3 160595
O~84·"O.930~·99 L14"11967
163347165135 166711.
16~33;}
1.24
1:29 1.33 1.23 .~ 196~ '-"173237 160104'178313130140
11.~··O~~::·11·.~·0281·11"••·~.4f)·11 ••·0329··" 1199679 130471 194B9g 180646 1R3121
" : l
1919631949,75'196360199266
1. 4 8"1.541. 6 2 1': 7 0'-" 1971
2 01 2 31
2046 :? 3 2 077 (') 3 2 1 1 26 (.
1.731.80 1.79 1.78
1972
214086
216603
219614
<2~24~
1.70 1.74 1.88 1.95,1973
'27233229284
2')0,1;;1
2~30t.1
1.97 1.972.242.'37
!
1974
236639
237429 239717 236396
3.2Q.3~70 4.06 4.22:"1' 1975
~35280 ~36t.57 23:'261 ~411)4Ll
4.214.21
4.1'7 4.27
1976
246175
24(}346 ~S159n 254045
4 • 4 7 4. 7 1) 5. O? 4. 8 3
19 77
2 5 7 1 2?
7. 5 ~ 7 3 2 < 5 3 ~ 5? ~ S Q '; 2 3
1
4.70 5.065.435.42
1 1978
26345526791? 267872 271553
.. 5..• 65 6.04 6.0'; 5.94
1979
272643
274454
27()::J63 2p.n02S
6 • a() 6. 16 6. 37 6.46
1980
t> ~ 101 f)
27 90 ~ 3 27 li 23 S 2 7 ,~5 45
7 .01 .. 7. 7 S 7. 98
B. 27
1981
? 766 S 0,
27 '7 4 9 a 2;-3 () 9'34 2 ~ 32 7q
7.?')
~.?'f) fl.30 ~.31
1982
7.84081
286041
235278 ?~7392
8 • 0 7 (}. 2'J 3. 0 5 g • 2 9
1983
2 p 669 5
~ 'J 769 4 2:3 745 5 :? 8 (] ) 8 )
Source: Principaux indicateurs
Source: Comptes trimestriels de l'INSEE
économiques de l'O.C.D.E.
au 19 avril 1984
et Annuaire statistique de
l'INSEE.
- 302 -
A-20 (suite)
TABLEAU N~ A7
TABLEAU N~ A8
TAUX DE RENDËMËNT-nËS-BONS DU TRESOR
BALANCE .»ÉS.0nÉvmSËS.UDE,lt fŒTAl .r '
5;'19-'~13-5~17'5.;10-
,--
'1960
14.03·14.00·:.13.2913 .. 07
5.115.04'''5.04-5.03''''''
1961
12.. 9612.6412.3011 .. 00
5.03 5.04',5.045 .. 01
1962
1 0~66' '9.70''';'8.02''7.30
5.035.00 4.01 5.02
1963
--'7.24--7;;'19'-6.11'---6.08
5.;005.;.19/'5.;.04 5..;09';"';
1964
,.- 5.'82---5;;)5--5~60-·-5.60
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'·5.30--5;,.-35-5-;43 ..-5.;51----- 1966
4.77 4.554.15' 4.79
'5 .. 54"5 .. -78' 5. 69'~'541 64"'~'''''' 1967
4.574.514.42 4.61
5 .. 81S~87~5''';'9f·5 .. 86 '
1968' 4.56 7.01'6:'966.93
6.04'6~42.6~68;,,6.43:·"·
1969
·'6.;.'87-6.82,;60-7.55 .. ··
'7;,;36 7;,;"36;'7~60"7;,71":""
1970
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9 .. 659.68" 9 .. 178.75
""-7;64-7.;21-7;19-7;35---"-1972
8.60 8.72 8.35 8.33 .
'7.74"'7 .. 99"'8.47"8.80''''''('''''''''1973
8 .. 30 7 .. 77 7.41 8.33'
9.68 10.49;11 .. 14 10 .. 1'1'
1974
"8.46'8.86"8.22"8.16'
10.19 '9~jS:9";44 8~96 :,'
1975
-7.94-7;;24-6;.52"5.93-
'8~89 9';06"'9'~06'9~63"'~;":" 1976
--5.455.47"5;.034.76
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-9;61-'9;;92-9~35-~.;55--- - 1977' 5.24"5,;,'46"5.575.;.73
'9;54-'9;07-a~8-8.;.-45--"-1978
6.63 9 .. 61 9.62 9 .. 59
8.12-·8.. 71'<,10.20·"'0 .. 84'..···1979
1 0.621 O. 631 0~35 10.27
12.. 49:-'12~98;;12';'84
13.63
1980
'0~10"0;.38"9.86 13.90
14.09;·1S~'74'~16.61 16.211981
---14.'14"15.3715.07"15.14-
15.99"'15.;79'15;'39'15.061982
--15.10"'16.;76--17.;27 174018~
1 4.; 19-1 :5.; 72 -1 3;; 27 -- 1:5;. 24
1983
,. '1 7. 12 '18.02 '1 7.72 1 7.. 84
,----,.-- ~outce : Statia'tiques financières internationales (F. M. 1.)
'.
A-21
YR
+ a
{RN
- E -
(P~+1 - p~)} + v
< 0
(1)
t = a O
1
t
t 1
1t
aved a 1
(rn* - p*) • c
+ c
YR
+ c
RN
+ v
avec c
< 0 < c 1
(2)
t
t
0
1
t
2
t
2t
2
YR
(P~
P~)
t • a O + a 1
- Et - 1
+ a 2 YRt - 1 + Ut
(3)
avec a
> 0 et
1 > a
~ 0
1
2
rn~ • ~O + ~1 m~_1 + ~2 YRb_~ + et
(4)
L'équation de demande globale est obtenue en éliminant RN
de (1) et
t
(2), soit :
+ v
(5)
t
- 303 -
où 13
= (a
)/(a
0
o Cz - a c 1
1 Cl + cZ)
1
al = a /(a
1
Cl
1
+ cZ)
> 0
I\\~t="
a~ ~I/~al ~Z/(al Cl + cZ) '>00
L'équation de forme réduite est obtenue en rélÎllJllaoant :'~R ,"par::son
.. t
expression de l'équation (5), dans (3), soit:
.: 1
p*
{(a
-
a )
YR
t
0
O
+ al m* + al E
p* -
a
t
t-l
t·
Z
t - 1
a 1 + ~1
+ a
(6)
Z Et - 1 (Phl - p*) + v
- u }
t
t
t
En appliquant E -
à (6), nous pouvons écrire
t 1
1
(7)
En insérant cette dernière dans (3), il vient
l,a 1 v t + 61 Ut + a 1 a1 et
YR
.. a
+ a
YR -
+ - - - - - - - - - - -
(4.6)
t
O
Z
t
1
al + 61
- 304 -
A-22
TESTS D'ABSENCE DE BIAIS DANS LA PREVISION
------------------------------------------
DES TAUX D'INFLATION
--------------------
p* • a
+ a
p*
t
O l t
.
~
exp lquees
p*
DFP*
'ri des .
a~eS~lInatlon
t
t
-
~
2,25
-
0,25 P*h
1,94
+
0,27 DFP*
_____ .1.. _________
1965.1/68.2-
(6 09)
(-0,65) t
(8,06)
(1 70)
t
C'o.1..-------------
1983.4
R2 • 0,006 D-W • 0,642
R2 .. 0,003
D-W .. 1,20
F (1, 74) • 0.4
SEE • 0,98
F (1. 6~) .. 2,9
SEE .. 0,9
-
1,47
-
0,20 p*
1965.1-1973.4
(4 59)
(-0,63) t
C'o.L.:------------- ---------------
R2 • 0,011
D-W .. 1,46
F (1, 34) • 0,392
SEE" 0,7
~
-
2,32
+
0,41 p*
2,76
-
0,05 DFP*
1974.1-1983.4
(4 99)
._.L _ _
(0,80)
_ _ _ _ t
_ _ _ _ _ _ _ (7,55)
(-0,22)
t
---------------
R2 • 0,02
D-W • 1,02
R2 • 0,001
D-W • 1,58
F ( 1. 38) • 0.6
SEE" 0.7
F (1. 38) .. 0.05
SEE .. 0,8
N. B.
les chiffres entre parenthèses sont les "t-values".
- 305 -
A-23
~gQ9~~_l~~Q~I!g~~~
(TlME SERIES PROCESSOR)*
1 - Prévision rationnelle de la masse monétaire (cf. chapitre V)
PROGRAH
"',
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C-0"11"OM2-0"13--0M4:
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11.,·Sr-1PL;68,76;.,.
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12.
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13 .';/';·STQP; Ët'J 0 ;.. ,," /.d.:, ".,.... , .. :
2 - Prévision rationnelle de la m~~monétaire (cf.~~~~tre VI~)~
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PROGRAM
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- - - - -•._---_._._- - --- -_._..._-----_.._---,-_...
-- ·-'NAME,MENSAH-·MONNAIE-ANTICIPEE M2-POlITIQUE' MONETAIRE';
1 ."·S MP l"/1,96 il OAD;'//''///'"''''':W''' "/W"/''''':
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3.·'! GENR LOM-lOG(M1M(-1>:>';PRINT'lDM;
5. 'GENR'Lot11=lDM(-U; GENR LDM2=lDM(-2);GENR LOM3-LoM(-3l:
8. ""'G ENR;/l DEV~l OG CD EV 1 DEV [~1 ).,; PR l NT'lDEV;
--10. ---SMPl -2;20;----'" '--.-.--------,--.
-..-_ .......--
-1'1.-11 R1-LOf'l-C-l DM1-t. 01012-1..0 M3-' RN TROT-'t.DEV;-------- ..
12.
.RET RV" Rn 5 7'/ v'" a' coe F" v; .", .. ",
13.
SMPL 20,96;
14.
FORCST(P~lNT,OVNAH)LoMFtT:
15.
STOP;ENO;""
* Il s'agit du nouveau logiciel TSP disponible sur MULTICS
- 306 -
A-24
3. - Taux cl' intérêt et.c0tnp.2rtement. d'.~p.ticip.~;!on8 rationnelles
............"'-,.."., _.;.
_~ _~.__
,.. ,
,. ..1'. R0 GRA.t1.._
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GENR
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1 7.
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OS=OFP-OFPE;
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GENR 0 F P~ :1 0 FP(- 2 ) ; GE NR 0 FP3:: i> FP (..; 3) ; GE NR· 0 FP4 :: 0 FP (. 4 ) ; •
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7
25.
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35.
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36.
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RL
C RN. RN2
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42.
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44 • ... PLOTS
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44.
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"
- 307 -
A-25
4 - Efficacité de la politique monétaire
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Source: TSP by Bronwyn H. HALL'and Robert E. HALL, nov 1980.
- 308 -
N~s
INTITULES
PAGES
Coefficients de corrélation obtenus avec des séries annuelles
FISHER, 1930 op. cit., pp. 413-414
17
2
Coefficients de corrélation avec les retards échelonnés
FISHER, 1930 op. cit.
pp. 419 ct 423.
19
3
Résultats empiriques obtenus avec les anticipations par sondage
W.E. GIBSON, 1972, op. cit., po' 856
29
4
Coefficients de corrélation de l'analyse de FISHER
F. MACAULAY,
1938 op. ci t ., pp. 171-173
32
5
Effets conjugués de la politique monétaire sur les taux d'intérêt
nominaux, W.E. GIBSON, 1970 op. cit., p. 298
42
6
Regression du taux de papier commercial sur les valeurs retardées du
taux de croissance monétaire, CAGAN et GANDOLFI,
1969 op. cit.,
p. 282
44
7
Résultats d'estimation du modèle élargi de T. SARGENT (équation 1.18')
U.S.A. 1902-1940, 1. SARGENT, feb. 1969 op. cit., pp. 133 et 135-136
48
2.1
Comparaison des résultats de PESANDO et de CARLSON par la statistique
de BARTLETT, MULLINEAUX,
1978 op. tit., p. 332
72
2.2
F-statistics de l'hypothèse d'orthogonalité
J. GROSSMAN,
1981 op. cit., p 414
81
2.3
Résumé du débat sur les séries rationnelles
87
3.1
Estimation du modèle de FISHER augmenté des anticipations rationnelles
O.K. PEARCE, 1979 op. cit., p. 454
92
3.2
Taux d'intérêt, taux de croissance anticipé et composahte non
anticipée de la masse monétaire, J. GROSSMAN,
1981 op. ciL, p. 421
98
3.3
Evolution des f-ratios selon le terme j des rendements (test sur la
structure par terme des taux d'intérêt, 1. SARGENT, feb.
1972 op. ciL,
p.
86
106
3.4
Résultats d'estimation sur la structure par terme des taux d'intérêt
T. SARGENT, feb.
1972 op. cit., pp 88-92
108
3.5
Résultats empiriques sur la constance du taux d'intérêt réel
E. FAMA, june 1975, p. 276
126
3.6
Test d'efficience du marché, E. FAMA, June 1975 op. cit., p. 276
126
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
"
,
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
- 309 -
N~s
INTITULES
PAGES
3.7
Résultats de regresslon de p* sur les taux d'intérêt de 1 à 6 mOlS
t
~. FAMA, june 1975 op. cit., p. 281
128
3.8
Taux d'intérêt et comportement d'anticipations rationnelles
135
4. 1
Les résultats empiriques du modèle de T. SARGENT
T. SARGENT, 1976 op. ciL, p. 549
164
4.2
Inefficacité de la politique économique : test du ratio de
vraisemblance, F.S. MISHKIN,
1983 op. ciL, p.
117
178
4.3
Synthèse du débat sur l'inefficacité de la politique économique
181
5.1
Résultats d'estimation du taux d'inflation anticipé (indice des prix
à la consommation)
187
5.2
Résultats d'estimation du taux d'inflation anticipé (déflateur du
produit intérieur brut) •• ,.,1
190
5.3
Résultats empiriques personnels sur la constance du taux d'intérêt
réel
206
5.4
Introduction du taux de l'eurodollar dans la relation de FA~~
(FRANCE, 1965.1-1983.4)
207
5.5
Efficacité du test sur la constance du taux d'intérêt réel
(FRANCE, 1965.1-1983.4)
208
5.6
Résultats empiriques du test sur la structure par terme des taux
d'intérêt nominaux
211-2
5.7
Tests sur la structure par terme des taux d'intérêt nominaux
(déflateur du PIn)
216-7
5.8
Résultats d'estimation du taux de croissance de Ml
224
5.9
Résultats d'estimation du taux de crOissance de M2
226
5. la
Résultats du test d'absence de biais entre m* et m*
228
t
t
5.11
Taux d'intérêt à court terme et composante non anticipée de la masse
monétaire (explication des nivonu: ~t différentiel du taux de l'argent
au jour le jour. FRANCE:
1965.1-1983.4
232
-'5.12
Taux d'intérêt à court terme et taux de variation anticip~ ct non
anticipé de la masse monétaire
233
5.13
Comportement d'anticipations rationnelles et taux d'intérêt
le
cas français
241
- 310 -
N~s
INTITULES
PAGES
6. 1
Résultats empiriques sur l'efficacité de la politique de
stabilisation économique (PIB réel)
262
6.2
Efficacité de la nouvelle théorie macroéconomique classique
(estimation du PIB réel)
264
6.3
Résultats empiriques sur l'efficacité de la politique de
stabilisation économique (taux de chômage)
271
6.4
Efficacité de la nouvelle théorie macroéconomique classique
(estimation du taux de chômage)
273
- 311 -
N.2.s
INTITULES
PAGES
Résumé des résultats de regression par la méthode des moindres
carrés ordinaires, YOHE et KARNOSKY, 1969 op. ciL, p. 23
23
2
Distribution échelonnée des effets de la masse monétaire sur le
taux d'intérêt, CAGAN et GANDOLFI, 1969 op. ciL, p. 281
44
3
Distributions effective et subjective de probabilité
John MUTH, 1961 op. ciL, p.316
60
4
Evolution des séries observées, estimcies et des composantes non
anticipées du taux d'inflation (indice des prix à la consommation)
1964.1-1983.4
188
5
Evolution des séries observées, estimees et des composantes non
anticipées du taux d'inflation (déflateur du PIB), 1968.1-1983.4
191
6
Taux d'intérêt à court terme, ,composante non anticipée du taux
d'inflation (PS ) et taux de l'eurodollar à un mois (D )
t
t
1965.1-1983.4
196
7
RN
(PS) et RN
(PS, D ), 1964.1-1973.4 et 1974.1-1983.4
197
t
t
t
t
.
8
Taux d'intérêt à court terme, composante non anticipée du taux
d'inflation (DS ) et taux de l'eurodollar à un mois, 1968.2-1983.4
201
t
9
RN
(D S ) e t RN
( DS , D ), 19 74 • 1- 198 3 . 4
202
t
t
t
t
t
10
Test sur la structure par terme des taux d'intérêt
RL
, RNt_3' RN
214
t (RN t
t _4 , P~' P~-3' P~-4)' 1965.2-1983.4
11
Test sur la structure par terme des taux d'intérêt nominaux
RL
(RN, RN
3' RN
4' PSt,"PS" 3~'PS
4),1965.2-1983.4
215
t
t
t-
t-
u-
t-
12
Test sur la structure par terme des taux d'intcirêt nomInaux
taux
d'intérêt à long terme, taux courlli et dciflateur du PIB
1968.2-1983.4
219
13
Test sur la structure par terme des taux d'intérêt nomInaux
RL
( RN, DS), 1968 . 2- 1983 •4
220
t
14
Evolution des séries observées et des composantes anticipcics et non
anticipées du taux de croissance moncitaire Hl, FRANCE 1965.1-1983.4
225
15
Evolution des séries observées,
des composantes
anticipées ct non
anticipées du taux de croissance moncitaire H2, FRANc;.E 1964.1-1983.4
227
- 312 -
N.!?s
INTITULES
PAGES
16
Taux d'intérêt à court terme, composante non anticipée du taux de
croissance monétaire Ml
(ms ) et taux de l'eurodollar à un mois (Dt)
t
6 RN
(ms ) et 6 RN
(ms , 6 Dt)' FRANCE
1965.1-1983.4
235
t
t
t
t
17
Taux d'intérêt à court terme, composante non anticipée du taux de
croissance monétaire M2 (mms ) et taux de l'eurodollar à un mois
t
6 RN
(mms) et 6 RN
(mms, 6 D ), FRANCE:
1965.1-1983.4
236
t
t
t
t
t
18
Taux d'intérêt à court terme, composante non anticipée du taux de
croissance monétaire Ml et taux de l'eurodollar à un mOlS
RN
(ms) et RN
(ms, D ), FRANCE:
1965.1-1983.4
237
t
t
t
t
t
19
Taux d'intérêt à court terme, composante non anticipée du taux de
croissance monétaire M2 et taux de l'eurodollar à un mOlS
RN
(mms) et RN
(mms, D ), FRANCE:
1965.1-1983.4
238
t
t
t
t
t
20
Prévision de la masse monétaire Ml : ID* (m* ., RN , TRBT , LDEV )
t
t-l
t
t
t
FRANCE, 1965.1-1983.4
251
21
Prévision de la masse monétaire H2 : FRANCE,
1965.1-1983.4
253
22
Estimation du PIB réel - Test sur la neutralité de la politique
monétaire (Ml)
258
23
Estimation avec trend du PlU réel - Test sur la neutralité de la
politique monétaire (Ml)
258
24
Estimation du PIB réel - Test sur la neutralité de la politique
monétaire (M2)
259
25
Estimation avec trend du l'lB réel - Test sur la neutralité de la
politique monétaire (M2)
259
26
Estimation du PIB réel - Test sur la neutralité de la politique
monétaire (Ml) -introduction du SHIC.
260
27
Estimation du PIB réel - Test sur la neutralité de la politique
monétaire (M2) -introduction du SMIC.
260
28
Estimation du taux de chômage - Test sur la neutralité de la ""
politique monétaire (Ml)
268
29
Estimation avec trend du taux de chômage - Test sur la neutralité
de la politique monétaire (Ml)
268
30
Estimation du taux de chômage - Test sur la neutralité de la
politique monétaire (M2)
269
31
Estimation du taux de chômage - Test sur la neutralité de la
politique monétaire (H2) -test avec trend.
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T A BLE
DES
MAT 1ER E S
Introduction générale
CHAPITRE l - TAUX D'INTERE~ ET COMPORTEMENT D'ANTICIPATIONS AUTOREGRESSIVES
11
Section l - L'approche fondamentale sur la liaison entre taux d'intérêt
et taux d'inflation
13
Sous-section l - Le modèle de FISHER
13
Paragraphe l - La genèse du modèle de Irving FISHER
13
Paragraphe II - Introduction des retards échelonnés dans la mesure
de l'inflation anticipée
16
Sous-section II - Les résultats empiriques de Irving FISHER
16
Paragraphe l - Taux d'intérêt et variation observée· des pbix
17
-
Paragraphe II - Taux d'intérêt et retards échelonnés des variations
de prix
18
Section II - Les applications du modèle de FISHER
nouveaux résultats et
controverses
21
Sous-section l - Taux d'intérêt et variation du niveau observé des
prix: l'analyse de YOHE et KARNOSKY
21
Paragraphe l - Estimation par la méthode libre de toute contrainte
22
- Les hypothèses et résultats empiriques du modèle estimé
22
2 - Interprétation des résultats
23
Paragraphe II - Décroissance exponentielle des coefficients de
pondération
24
- Les relations du modèle estimé
24
2 - Résultats empiriques obtenus et interprétation
25
3 - Pourquoi de si longs retards pour FISHER ?
26
Sous-section II - Taux d'intérêt nominaux et anticipations de prix par
sondage
27
Paragraphe l - Les hypothèses du modèle de W.E. GIBSON
28
Paragraphe II - Les résultats empiriques obtenus et leur signification
29
Sous-section III - L'analyse critique de la théorie de l'intérêt par
Frederick MACAULAY
30
Paragraphe l - Les hypothèses irréalistes
:JO
Paragraphe II - Remise en cause des coefficients de corrélation de
l'effet-FISHER
]1
- 323 -
- Taux d'intér~t et variable de retards échelonnés
31
2 - La relation entre P* et P
33
Section III - Généralisation du modèle de FISHER
corrélation entre taux
d'intérêt et masse monétaire
35
Sous-section l - Les effets de variation de la masse monétaire sur les
taux d'intérêt nominaux
35
Paragraphe l - Effet-liquidité, effet-revenu et effet-prix
35
Paragraphe II - Interaction des effets de la masse monétaire sur les
taux d'intérêt nominaux
37
1 - Manifestation des effets revenu et prix
37
2 - Prédominance de l'effet-revenu
38
Sous-section II - Mesure des effets de la politique monétaire sur les
taux d'intérêt: les modèles de W.E. GIBSON ct de
CAGAN et GANDOLFI
39
Paragraphe l - Le modèle de GIBSON
39
Paragraphe II - Les résultats empiriques de l'auteur
Paragraphe III - Interprétation économique des résultats
41
Paragraphe IV - Les résultats empiriques de CAGAN et GANDOLFI
4J
Sous-section III - Le modèle élargi de T. SARGENT
45
Paragraphe l - Les relations du modèle estimé
4G
Paragraphe II - Les résultats empiriques du modèle de T. SARGENT
47
Section IV - Résultats empiriques personnels sur l'évolution des taux
d'intérêt en FRANCE: 1960.1-1979.4
50
Sous-section l - Taux dintérêt nominaux et taux d'inflation anticipé
50
Paragraphe l - Taux d'intérêt à court terme et taux d'inflation
anticipé
51
Paragraphe II - Taux d'intérêt à long terme et taux d'inflation
anticipé
52
Sous-section II - Tests empiriques sur la corrélation entre les taux
d'intérêt nominaux et la masse monétaire anticipée
5J
Paragraphe l - Taux d'intérêt à court terme ct masse monétaire
54
Paragraphe II - Taux de rendement des obligations œt:masse monétaire
55
CHAPITRE II - EVALUATION D'UNE VARIABLE D'ANTICIPATIONS RATIONNELLES
57
Section l - La genèse des anticipations rationnelles
59
Paragraphe l - Notion pionnière des anticipations rationnelles
59
Paragraphe II - Le modèle de HUTH
62
-
324 -
Section II - Détermination de l'inflation anticipée
63
Sous-section l - Tests de rationalité
63
Sous-section II - Remarques sur les tests de rationalité
67
Paragraphe l - La nature des séries
67
Paragraphe II - Les procédures d'estimation
70
- La procédure de CHOW
70
2 - Test d'homogénéité des variances
71
3 - Décomposition de l'erreur moyenne estimée
73
Paragraphe III - Périodes d'estimation
74
Section III - Test de rationalité sur la masse monétaire anticipée
77
Sous-section l - Test d'absence de biais
77
Sous-section II - Test d'efficience
79
Paragraphe l - Test d'orthogonalité des erreurs à l'information
disponible
79
Paragraphe II - Critères d'efficience relative
82
CHAPITRE III - CONSEQUENCES DES ANTICIPATIONS RATIONNELLES SUR LA
DETERMINATION DES TAUX D'INTERET
88
Section l - La réinterprétation de la relation de FISHER à la lumière des
anticipations rationnelles
90
Sous-section l - Taux d'intérêt nominaux, anticipations rationnelles et
taux d'inflation
90
Paragraphe l - Le modèle estimé
90
Paragraphe II - Les résultats empiriques et leur interprétation
92
Sous-section II - Taux d'intérêt nominaux, anticipations rationnelles
et masse monétaire
94
Paragraphe l - Le modèle estimé
94
Paragraphe II - Les mécanismes de fonctionnement du marché monétaire
aux ETATS-UNIS
95
Paragraphe III - Les résultats empiriques et leur interprétation
97
Section II - Anticipations rationnelles et structure par terme des taux
d'intérêt nominaux
102
Sous-section l - La spétific~tion du modèle de SARGENT et ses
résultats empiriques
102
Paragraphe l - Les relations du modèle estimé
103
Paragraphe II - Les résultats empiriques obtenus
lOG
Sous-section II - La spécification du modèle de MODIGLIANI et SHILLER
et les résultats empiriques obtenus
111
- 325 -
Paragraphe l - Le modèle de base de la structure par terme des taux
d'intérêt proposé par F. MODIGLIANI et R. SHILLER
111
Paragraphe II - Le modèle macro-structurel des taux d'intérêt
augmenté des anticipations rationnelles
113
Sous-section III - La structure par terme des taux d'intérêt et la
théorie des marchés efficients
114
Paragraphe l - Le modèle des marchés efficients
115
Paragraphe II - Les résultats empiriques obtenus avec le modèle des
marchés efficients
119
1 - Les résultats empiriques sur la rationalité de l'inflation
anticipée
119
2 - Tests sur la structure par terme,ides _Ilnux ..d 'intérêt
120
Section III - La constance du taux d'intérêt réel
122
Sous-section l - Le modèle de FAMA
122
Sous-section II - Les résultats empiriques obtenus et leur
interprél atlOn
125
Paragraphe l - Les résultats empiriques obtenus par FAMA
Paragraphe II - Comparaisons des conclusions de FAMA avec les
résultats antérieurs et récents
129
CHAPITRE IV - ANTICIPATIONS RATIONNELLES ET EFFICACITE DE LA POLITIQUE
ECONOMIQUE
136
Section l - L'inefficacité de la politique économique avec flexibilité
des prix
138
Sous-section l - Le modèle de base
138
Sous-section II - Une alternative d'évaluation de la politique
économique
140
Sous-section III - La règle de neutralité de la politique économique
142
Section II - Inefficacité de la politique économique avec effets de
rigidité
145
Sous-section l - Hypothèse de neutralité et variable d'écart à
l'équilibre
145
Sous-section II - L'inefficacité de la politique économique avec
rigidité des prix
149
Sous-section III - Inefficacité de la politique économique et
et infor~,tions courantes
155
Section III - Résultats empiriques sur la neutralité de la politique
économique systématique
158
Sous-section l - Les modèle et resultnts empiriques de T.J. SARGENT
158
Paragraphe l - Les relations du modèle de T.J. SARGENT
158
Paragraphe II - Les résultats empiriques du modèle de SARGENT
163
- 326 -
Sous-section II - L'inefficacité de la politique économique
vue à
travers la production réelle et le chômage : modèle
et résultats empiriques de R.J. BARRO
165
Paragraphe l - L'efficacité de la composante non anticipée de la
masse monétaire sur le taux de chômage
166
1 - Comment mesurer la croissance non anticipée de la masse
monétaire?
166
2 - Test empirique concernant l'inefficacité de la politique
économique sur le taux de chômage'
167
Paragraphe II - L'efficacité de la composante non systématique ùe la
masse monétaire sur la production
170
- Les relations du modèle estimé
170
2 - Les résultats empiriques obtenus et leur interprétation
172
Sous-section III - iifficacité de la politique de stabilisation
économique: modèle et résultats empiriques de
F.S. HISHKIN
174
Paragraphe l - Les relations du mod~le des marchés efficients
175
Paragraphe II - Performances empiriques du modèle des marchés
efficients
l'inefficacité de la politique
économique
177
CHAPITRE V - TAUX D'INTERET ET COHPORTEHENT D'ANTICIPATIONS RATIONNELLES
FRANCE, 1964.1-1983.4
lH2
Section l - Influence des mesures rationnelles du taux d'inflation
'"
anticipé sur les taux d'intér~t nominaux
lH4
Sous-section - Construction des séries rationnelles du taux d'inflation
lH4
Paragraphe l - La méthode de construction des taux d'inflation
anticipés
184
Paragraphe II - Résultats empiriques de prévision rationnelle des
taux d'inflation
186
1 - Le taux d'inflation anticipé calculé avec l'indice des prix ~
la consommation
186
2 - Résultats de prévision rationnelle du taux d'inflation
(le déflateur du PIB)
189
Paragraphe II - Interprétation des résultats empiriques obtenus
1 - Résultats empiriques obtenus avec PS t
2 - Résultats empiriques obtenus avec DS
200
t
- 327 -
Sous-section III - La constance du taux d'intérêt réel: le test de
FAMA appliqué aux données françaises
203
Paragraphe l - Le modèle estimé
204
Paragraphe II - Les résultats empiriques personnels sur la constance
du taux d'intérêt réel
205
Sous-section IV - Analyse empirique de la"sttucture par terme des taux
d'intérêt nominaux (FRANCE, 1965.2-1983.4)
209
Paragraphe l - Les hypothèses du modèle estimé
209
Paragraphe II - Résultats empiriques sur la structure par terme des
taux d'intérêt nominaux
210
- Résultats obtenus avec l'indice dés prix 0 la, consommation
2\\0
2 - Réiui~~tso~tenus avec le déflateur du PIS
2\\3
Section II - Les effets de la politique monétaire non anticipée sur les
taux d'intérêt nominaux
222
Sous-section l - La prévision rationnelle des taux de croissance de la
masse monétaire
222
Sous-section II - L'influence de la politique monétaire non anticipée
sur les taux d'intérêt nominaux
229
Paragraphe l - Les hypothèses du modèle estimé
229
Paragraphe II - Les résultats empiriques personnels de l'effet de la
politique monétaire sur les taux d'intérêt nominaux
23\\
- Résultats du modèle de base
231
2 - Introduction du taux de l'eurodollar dans le modèle initial
23~
CHAPITRE VI - L'INEFFICACITE DE LA POLITIQUE MONETAIRE DANS LE CADRE DE
L'ECONOMIE FRANCAISE
243
Section l - Politique monétaire et modèle prévisionnel des moyens de
paiements en FRANCE
245
Sous-section l - Politique économique et politique monétaire en FI~NCE
245
Sous-section II - La prévision rationnelle des taux decroissance de la
masse monétaire: FRANCE,
1965.1-1983.4
248
Paragraphe l - Le modèle estimé
248
Paragraphe II - Interprétation des résultats empiriques obtenus
250
- Résultats obtenus avec Ml
250
2 - Résultats obtenus avec M2
252
Section II - L'impact de la politique monétaire sur l'activité économique
réelle: FRANCE, 1966.1-1983.4
252
Sous-section l - La neutralité de la politique monétaire systématique
sur le PIB réel
254
l1il
. ;
i·
-'~328 -
1
!
l
Paragraphe l - Les hypothèses du modèle estimé
254
Paragraphe II - Les résultats émpiriques obtenus
256
1r'~jEfifitacité de la politique monétaire non anticipée sur le
PIB réel
256
2 - Test empirique sur l'éfficacité de la politique de stabilisation
économique (estimation du PIB réel)
261
3
Efficacité de la nouvelle théorie macroéconomique classique
263
~
Sous-section II - Taux de chômage et efficacité de la politique
;
,
~.
monétaire: FRANCE, 1968.1-1983.4
263
1
!
Paragraphe l - Les hypothèses du modèle estimé
265
Paragraphe II - Les résultats empiriques et leur signification
économique
266
1
- L'efficacité de la politique monétaire non anticipée sur le
f
taux de chômage
.1
266
!
2 - L'efficacité de la politique de stabilisation du chômage en
J,
FRANCE
270
f
3 - Efficacité de la nouvelle théorie macroéconomique classique
1
1
estimation du taux de chômage
272
r
,
!
Conclusion générale
276
1
!
Appendice statistique
282
Annexes
285
Liste des tableaux statistiques
308
Liste des représentations graphiques
311
Bibliographie
313
Table des matières
322
1
\\
.~