Fonction de réaction asymétrique

Dans la section 2.4 de ce chapitre, nous avons discuté de la possibilité de la pré-sence d’un comportement asymétrique dans les fonctions de réactions des banques centrales. Nous rappelons qu’un comportement asymétrique implique que la réponse des autorités monétaires aux déviations ne dépend pas uniquement de leurs ampli-tudes, mais aussi de leurs signes. Autrement dit, la réponse des autorités monétaires aux déviations d’inflation et d’output peut être plus agressive ou plus faible selon le signe d’une des deux déviations.

Les travaux étudiant les préférences asymétriques des décideurs politiques dans le cadre de la politique de ciblage d’inflation s’intéressent dans la plupart des cas à une seule source d’asymétrie, à savoir l’état de l’économie tels que dans Bec etal.(2002), Svensson (2002), et Surcio (2002). Les travaux qui ont testé la deuxième source de non-linéarité (l’inflation) étaient trop restrictifs tel que celui de Taylor et Davradakis (2006). Cependant, nous considérons que l’inflation est source d’asymétrie²⁹ dans deux cas. Un premier cas est relatif à une manière particulière d’adoption de ciblage d’inflation : c’est quand il est adopté avec un comportement de punition³⁰ comme

29. L’inflation est source de la non-linéarité, c’est-à-dire qu’il y aura des réponses divergentes des décideurs politiques selon que l’inflation est au-dessus ou en-dessous de sa cible.

le cas de la Nouvelle-Zélande. L’apparition d’une possible réponse asymétrique selon le comportement de punition n’a pas été évoqué par la littérature. En effet, nous suggérons que la présence d’un tel cas conduit les décideurs politiques en général et le gouverneur de la banque centrale en particulier à veiller à ce que l’inflation ne dépasse pas la cible pour une période d’un trimestre. Il nous semble donc plus logique et cohérent que la réponse des décideurs politiques à un choc économique au moment où l’inflation est au-dessus de la cible soit plus agressive que leur réponse au même choc au moment où l’inflation est en-dessous de la cible. Le deuxième cas de figure dans lequel les décideurs politiques ont des réponses asymétriques vis-à-vis de l’état de l’inflation, est quand un pays est en phase de construction de la crédibilité

"credibility construction". À cette phase, les pays font beaucoup plus attention à ce que l’inflation ne dépasse pas la cible. Ceci a pour objectif d’augmenter la confiance du public, pour que ses anticipations d’inflation convergent avec celle de la banque centrale dont l’objectif est d’atteindre la stabilité des prix. Nous pensons qu’avec ce comportement de punition et/ou de la phase de la construction de crédibilité, les décisions des décideurs politiques peuvent avoir des réponses asymétriques dues au taux d’inflation dans la mesure où leurs réactions vont être plus agressives et plus importantes lorsqu’ils anticipent une inflation au-dessus de la cible.

Dans ce travail, nous allons nous intéresser à l’étude des deux sources de la non-linéarité. Dans un premier temps, nous étudions l’état de l’économie comme source de la non-linéarité. Dans un second temps, nous traitons la possibilité que l’inflation soit aussi une source de la non-linéarité de la règle de conduite.

Réserve Fédérale par le ministre des finances au cas où l’inflation dévie de sa cible et de son intervalle de tolérance pour une période supérieure à un trimestre.

L’état de l’économie comme source de non-linéarité

Dans la section précédente nous avons montré que la règle optimale pour le cas de la Nouvelle-Zélande est une règle de type Taylor sous une version Forward-Looking.

Au sein de cette partie nous allons étendre cette spécification à un cadre plus gé-néral, tenant compte d’une possible non-linéarité qui peut exister dans ce genre de fonctions. Dans cette partie, nous introduisons un seuil de non-linéarité à l’équation (2.29). Nous allons supposer que la réponse des décideurs politiques dépend de la situation de l’économie : est-elle en récession ou en expansion ?

Ainsi, la fonction de réaction optimale qui tient compte d’un comportement asymé-trique des décideurs de politiques ayant comme source l’état de l’économie, s’écrit comme suit : Avec, r et e, indiquent respectivement le régime de récession et le régime d’expan-sion ;y_t, variable seuil ;τ, paramètre seuil ;d, paramètre du retard de la variable seuil.

Empiriquement, il existe différentes méthodes de détermination de la variable de transition. Une méthode se réfère au test de linéarité. La linéarité sera d’autant plus fortement rejetée que le modèle à seuil est bien spécifié. L’idée consiste à commencer le test de linéarité avec une variable explicative puis à le faire avec toutes les variables explicatives et retenir par la suite la variable seuil qui aboutit à une probabilité de rejet de l’hypothèse de linéarité la plus élevée. Cependant, d’autres approches non économétriques sont utilisées. Spécialement, dans le cadre de ce sujet, le choix de la variable seuil est guidé par la théorie économique. En effet, tous les travaux qui ont

l’output gap comme étant la variable seuil. Dans notre étude, nous allons opter pour ce choix. L’output gap sera donc la variable seuil.

Le paramètre seuil (τ) indique le seuil à partir duquel on change du régime. Le choix du paramètre dépend de l’interprétation économique. Dans notre cas, quelle valeur du (τ) nous permet de savoir si l’économie est en récession ou en expansion ? La question peut se poser autrement : pour quel niveau d’output l’économie est en récession et pour quel niveau est-elle en expansion ? Il est clair que la réponse la plus robuste, déjà utilisée dans la littérature, est le zéro. Quand l’output gap est négatif, il s’agit alors d’une période d’expansion et quand l’output gap est positif, il s’agit d’une période de récession. Par conséquent, nous fixons notre paramètre seuil par rapport à la littérature économique :τ = 0.

Concernant le paramètre du retard de la variable seuil, la littérature économique considère qu’avecd = 1, nous aurons une bonne approximation de l’état de l’écono-mie. Les travaux tels que ceux de Bec etal.(2002), Svensson (2002), et Surcio (2002), traitant cette question, ont tous choisi la variable retardée d’une période comme une bonne approximation pour l’état de l’économie. Ainsi, la fonction 30 peut s’écrire comme suit : Avant de tester la présence de cette source de non-linéarité dans la règle de conduite de la politique monétaire en de la Nouvelle-Zélande, nous proposons d’abord le corrélégramme de la réponse du taux d’intérêt pour chaque régime : en récession et en expansion.

D’après ces deux corrélégrammes (Fig. 2.5) et (Fig. 2.6), il nous semble que les

Figure 2.5 – Corrélogramme de la réponse du taux d’intérêt en cas de récession.

réponses du taux d’intérêt dans les deux régimes sont similaires. En effet, la réponse moyenne du taux d’intérêt dans les deux régimes est d’environ 7.5%. Ainsi, nous pen-sons que les décisions des décideurs politiques ne présentent pas un comportement asymétrique selon l’état de l’économie en Nouvelle-Zélande.

Pour tester cette intuition, nous allons procéder à l’estimation de l’équation (2.32). La méthode d’estimation la plus répandue pour ce genre de fonction non-linéaire est la méthode des moindres carrés non-non-linéaires (NLS).³¹

Les résultats de cette estimation sont présentés dans le tableau (2.8). En effet, la constante garde sa significativité avec une valeur de 1,3 pas trop éloignée de celle trouvée dans le cadre du Forward-Looking. Les coefficients d’ajustement partiel du taux d’intérêt, soit en régime d’expansion ou de récession, sont significatifs et res-pectivement égaux à 0,9 et 0,65. Cependant, le coefficient d’inflation dans la période d’expansion est négatif (-2,6) et celui de l’output gap est de (1,1), mais ils ne sont

31. voir annexe A.4 pour plus de détails

Figure 2.6 – Corrélogramme de la réponse du taux d’intérêt en cas d’expansion.

pas statistiquement significatifs. En récession, le coefficient de l’inflation et de l’out-put gap sont positifs et sont respectivement égaux à 1,25 et 0,14, sans qu’il soient statistiquement significatifs. Pour voir si les données supportent cette présentation non-linéaire, nous appliquons deux tests de linéarité. Le premier consiste en un test de Tsay et le second est un test de Hansen³²(1996). Les résultats (tableau 2.8) des deux tests rejettent l’hypothèse de non-linéarité. Nous concluons donc que le com-portement des décideurs de politiques de la Nouvelle-Zélande ne présente pas un comportement asymétrique selon l’état de l’économie. En d’autres termes, les réac-tions de décideurs politiques face aux chocs économiques dans un contexte de ciblage d’inflation ne sont pas asymétrique selon que l’économie est en récession ou en ex-pansion.

Avant de passer à l’évaluation de l’inflation comme source d’asymétrie ou de non-linéarité de la règle de conduite de la politique monétaire, nous décidons de tester une hypothèse. En effet, la plupart des travaux portant sur l’étude de l’asymétrie

32. Pour plus de détails sur ces tests, voir l’annexe A.5

des règles ayant comme source l’état de l’économie, ont considéré que la variable seuil est l’output gap retardé d’une période. Ces travaux testent si le comportement des décideurs politiques à une date t change selon l’état de l’économie à la date t-1.

Cependant, nous suggérons que s’il y a un consensus sur le fait que la règle la plus optimale dans la plupart des banques centrales est la règle sous une version Forward-Looking, alors le comportement asymétrique peut avoir lieu non pas si l’économie est en récession ou en expansion à la période t-1, mais lorsque les décideurs politiques anticipent une récession ou une expansion. Nous suggérons qu’il est plus pertinent de considérer la variable y_t+h comme une variable seuil au lieu de la variable yt−1. Nous reprenons donc l’estimation de l’équation (2.32) en considérant l’anticipation annuelle de l’output gap : y_t+4³³ comme une variable seuil. Ainsi, la spécification s’écrit comme suit : Avant d’interpréter les résultats, nous présentons les corrélogrammes montrant les réponses du taux d’intérêt durant les deux régimes. Un premier régime au moment où les décideurs politiques anticipent une récession dans le futur, et le second régime quand ils anticipent une expansion.

D’après les deux corrélogrammes du taux d’intérêt (Fig. 2.7) et (Fig. 2.8), il nous semble qu’il n’y a pas de différence significative dans la réaction du taux d’intérêt au sein des deux régimes. Pour confirmer nos intuitions graphiques, nous présentons ci-dessous (Tableau 2.8) les résultats d’estimation de deux spécifications (2.32) et (2.33).

33. Ceci est expliqué par le fait que l’horizon des anticipations de la Banque de la Réserve Fédérale est fixé pourh= 4

Figure 2.7 – Corrélogramme de la réponse du taux d’intérêt en cas d’anticipation d’une récession.

D’après la troisième colonne du tableau (2.8), nous pouvons conclure au rejet de l’hypothèse de non-linéarité de la règle de conduite dans le cadre du ciblage d’infla-tion ayant comme source les anticipad’infla-tions de l’état futur de l’économie. Les résultats montrent une constante significative (1,37) et des coefficients d’ajustement du taux d’intérêt, que nous soyons en régime d’expansion ou de récession, égaux respecti-vement à 0,95 et 0,69 et statistiquement significatifs. Cependant, le coefficient de l’inflation en période d’expansion est négatif et significatif (-10,6) et celui de l’out-put est positif mais n’est pas significatif (5,2). Concernant la période de récession, le coefficient de l’inflation et de l’output gap sont positifs avec des valeurs respectives (1,22) et (0,87), mais non significatifs. Les tests de Tsay et de Hansen rejettent l’hy-pothèse de la non-linéarité au sein de cette spécification.

Dans cette partie, nous avons montré que les comportements des décideurs poli-tiques de la Nouvelle-Zélande ne présentent aucun comportement asymétrique selon

Figure 2.8 – Corrélogramme de la réponse du taux d’intérêt en cas d’anticipation d’une expansion.

que l’économie est en récession ou en expansion. Ceci peut être expliqué par la grande priorité accordée à la stabilité des prix. En effet, la stabilité de l’activité économique en Nouvelle-Zélande est considérée comme un objectif secondaire. Dans la partie qui suit, nous allons essayer de tester si l’inflation peut être à l’origine d’un comporte-ment asymétrique des décideurs politiques.

L’inflation comme source de non-linéarité

L’inflation conduit à un comportement asymétrique des décideurs politiques si la réaction des autorités suite à un choc de même amplitude est différente quand les agents anticipent une inflation supérieure à celle de la cible. Nous ne menons pas une analyse analogue à l’étude précédente. Étant donné que le ciblage d’inflation vise à ancrer les anticipations d’inflation, ainsi la réaction des décideurs politiques visent l’action sur l’inflation anticipée. Par la suite, leur comportement ne tient pas compte

de la situation passée parce qu’elle est prise implicitement dans leurs mécanismes d’anticipations. Dans cette partie, la variable seuil est la différence entre l’inflation

Table 2.8 – Résultats d’estimation de fonctions de réaction non-linéaires : (2.32), (2.33) et (2.34)

a. (.) représente la statistique de Student.

(∗) : signifcatif à 10%

(∗∗): signifcatif à 5%

(∗∗∗): signifcatif à 1%

b. [.] P-value

anticipée et l’anticipation de la cible. Par conséquent, la spécification traduisant ce comportement s’écrit comme suit :

i_t=







γ+ρ⁺ it−1+ (1−ρ⁺) [α⁺_π E(πt+4

Ωt) +α_y⁺ yt+h] +ν_t⁺ si, E(πt+4|Ωt)0 γ+ρ⁻ it−1+ (1−ρ⁻) [α⁻_π E(π_t+4Ω_t) +α_y⁻ y_t+h] +ν_t⁻ si, E(π_t+4|Ω_t)≤0 (2.34) Pour avoir une idée sur la réaction du taux d’intérêt dans les deux régimes, l’un avec des anticipations d’inflation supérieures à la cible et l’autre en-dessous, nous présentons ces deux corrélogrammes ci-dessous. Nous observons que la réponse du taux d’intérêt est presque similaire dans les deux régimes. Elle est de 7,5% en moyenne. Selon ces deux graphiques, il nous semble qu’il n’y a pas de comportement asymétrique dû à l’état futur de l’inflation.

Figure 2.9 – Corrélogramme de la réponse du taux d’intérêt en cas de prévision d’inflation supérieur à la cible prédéfinie.

Les résultats de l’estimation de la spécification (33) valident nos intuitions (Tab.

Figure 2.10 – Corrélogramme de la réponse du taux d’intérêt en cas de prévision d’une inflation inférieure à la cible prédéfinie

significative. Les coefficients d’ajustement partiel du taux d’intérêt, que ce soit dans le cas où l’anticipation d’inflation serait supérieure à celle de la cible ou inversement inférieure, sont égaux respectivement à 0,89 et 0,76 et statistiquement significatifs.

Cependant, l’inflation au sein du premier régime était négative et statistiquement non significative (-1,009) et l’output avait une valeur positive et non significative (0,36).

Pour le second régime, les coefficients d’inflation et de l’output sont positifs et non significatifs. Ils ont des valeurs égales à 0,58. Les tests de linéarité de Tsay, et Hansen, rejettent l’hypothèse d’un comportement asymétrique selon l’état de l’inflation des décideurs politiques de la Banque de la Réserve Fédérale de Nouvelle-Zélande. Les résultats de ces deux tests sont présentés dans la quatrième colonne du tableau (2.8) Les résultats rejettent l’hypothèse de la non-linéarité. Ainsi, nous concluons que les décideurs politiques de la Nouvelle-Zélande ne présentent pas un comportement asymétrique.

2.6.4 Conclusion

D’importantes conclusions peuvent être tirées de cette section de travail empi-rique.

D’abord, un premier résultat, montré par la littérature, est que la règle de Taylor sous sa version traditionnelle, ne peut pas jouer le rôle d’une règle standard appli-cable à tous les pays. Les limites de cette dernière sont nombreuses : timing des variables adoptées, absences de variables clés...

Un second résultat que nous identifions est la nécessité de tenir compte de la politique d’ajustement partiel du taux d’intérêt dans n’importe quelle fonction de réaction et n’importe quel régime monétaire. En effet, au sein de toutes les spéci-fications que nous avons estimées, nous avons eu un coefficient d’ajustement, dans la majorité des cas proche de 0,8, ce qui est conforme à la littérature économique, et statistiquement très significatif. Cet ajustement joue un rôle important en contri-buant à l’objectif de stabilité des prix.

Un troisième résultat est qu’il est plus optimal pour la Nouvelle-Zélande d’agir selon une fonction de réaction de typeForward-Looking. Nous expliquons que l’opti-malité de cette dernière par rapport aux règles de typeBackward-Looking est que le ciblage d’inflation a pour objectif d’ancrer les anticipations d’inflation des agents. En d’autres termes, ce régime monétaire se base sur des prévisions pour la mise en place de ses instruments. Donc il est inutile d’exprimer l’instrument de la politique moné-taire en fonction des données passées, mais il est plus optimal et cohérent avec ces objectifs d’exprimer son instrument de conduite de la politique de ciblage d’inflation en fonction des anticipations conditionnelles des variables objectives. Entre autre, cette anticipation conditionnelle tient compte des valeurs passées. Le (Ω_t) contient

toutes les informations et les variables qui peuvent renseigner sur la valeur future de l’inflation et de l’output.

Un quatrième résultat concerne le rejet de l’hypothèse de la non-linéarité. Nous montrons que les règles linéaires représentent certains comportements des banques centrales telle que celle de la Nouvelle-Zélande. En d’autres termes, ces règles ne sont pas totalement remises en cause suite à l’émergence des règles non-linéaires. Cette caractéristique de réponse linéaire ou non-linéaire dépend des spécifiés particulières de chaque pays.

Étant donné que la règle de Taylor devrait être sous une versionForward-Looking et incorporer un comportement d’ajustement partiel du taux d’intérêt, nous proposons une règle standard de type Taylor pour les économies industrialisées peu ouvertes qui tient compte de toutes les hypothèses étudiées. La règle à la Taylor que nous présentons s’écrit comme suit : Avec [.]⁺,[.]⁻font la distinction entre différents régimes.Zreprésente la variable seuil (soit l’inflation, soit l’output gap). Z Le paramètre seuil de la variable Z. Il diffère entre les pays.hest l’horizon des anticipations de chaque banque centrale : elle peut être trimestrielle, mensuelle, ou annuelle.

La règle que nous proposons tient compte de toutes les hypothèses possibles. Si l’asymétrie est rejetée, elle est équivalente à une règle symétrique du fait que les coefficients sont significativement les mêmes. D’autre part, la variable seuil peut être testée sur plusieurs variables et en fonction de plusieurs horizons de temps.

2.7 Conclusion

Au sein de ce chapitre, nous avons mené une étude théorique et empirique des règles de conduite de la politique monétaire en général et de celles de ciblage d’in-flation en particulier. Dans la partie théorique, nous avons présenté l’évolution de la littérature sur ce sujet. En effet, nous avons montré en premier le lieu qu’il y eu un passage d’un consensus de conduite discrétionnaire vers un consensus d’une conduite avec des règles explicites. À ce moment, des travaux se sont développés afin d’identifier la nature de la règle optimale qui permet d’éviter les problèmes d’incohé-rences temporelles et des biais inflationnistes. Rogoff (1985) envisage une solution qui consiste à supposer des règles de comportement actives pour les autorités monétaires.

Ces règles présentent l’avantage d’être souples et de permettre l’engagement des au-torités sur un mode de comportement immuable, ce qui les préserve de l’incohérence temporelle et du biais inflationniste. Rogoff (1985) est le premier qui a initialement évoqué les règles actives, mais Taylor (1993) est le premier qui a formulé une règle exprimée en fonction du taux d’intérêt à court terme. Bien que cette dernière ait été critiquée sur de nombreux points, elle a été la règle de référence pour les travaux cherchant à identifier la règle optimale dans le cadre de la politique de ciblage d’in-flation. À partir de la règle de Taylor et sur la base de ses critiques, différentes règles ont découlé de cette dernière, appelées "règle de type de Taylor" ou "règle à la Tay-lor". Notre objectif de la première partie est de présenter l’évolution de la littérature sur ce sujet. Nous avons présenté les caractéristiques de la règle de Taylor sous sa

Ces règles présentent l’avantage d’être souples et de permettre l’engagement des au-torités sur un mode de comportement immuable, ce qui les préserve de l’incohérence temporelle et du biais inflationniste. Rogoff (1985) est le premier qui a initialement évoqué les règles actives, mais Taylor (1993) est le premier qui a formulé une règle exprimée en fonction du taux d’intérêt à court terme. Bien que cette dernière ait été critiquée sur de nombreux points, elle a été la règle de référence pour les travaux cherchant à identifier la règle optimale dans le cadre de la politique de ciblage d’in-flation. À partir de la règle de Taylor et sur la base de ses critiques, différentes règles ont découlé de cette dernière, appelées "règle de type de Taylor" ou "règle à la Tay-lor". Notre objectif de la première partie est de présenter l’évolution de la littérature sur ce sujet. Nous avons présenté les caractéristiques de la règle de Taylor sous sa