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Mécanismes de transmission de la politique monétaire en Roumanie
Cornel OROS∗
Résumé
Ce papier s’intéresse aux canaux de transmission de la politique monétaire de la Roumanie
sur la période 1998-2007. En faisant la distinction entre le taux d’intérêt, le taux de change et
le crédit domestique, on s’appuie sur un cadre de modélisation de type VAR pour rendre
compte de l’importance relative de ces trois canaux de transmission. Afin d’affiner l’analyse,
les résultats obtenus pour l’ensemble de la période sont comparés avec ceux issus d’une
période plus récente, 2000-2007, caractérisée par un environnement macroéconomique et
financier plus stable. Les résultats mettent en évidence la forte sensibilité du canal de taux
d’intérêt par rapport à la qualité des structures macroéconomiques et financières car les effets
d’un choc restrictif de taux d’intérêt sur les variables macroéconomiques sont conformes aux
attentes théoriques uniquement pour la sous-période 2000-2007. De plus, les estimations
effectuées sur la période la plus stable structurellement indiquent un renforcement de
l’importance relative du taux d’intérêt à la fois comme canal de transmission de la politique
monétaire mais également comme instrument d’absorption des chocs réels. Les mécanismes
de transmission de la politique monétaire roumaine se rapprochent ainsi de ceux des pays de
la zone euro, ce qui nous permet d’avoir une vision optimiste sur la soutenabilité d’une
adhésion relativement rapide de ce pays à l’UEM. Pourtant, la forte efficacité du canal du taux
de change, même pour la période récente, signifie que la Roumanie risque de subir un coût
d’opportunité particulièrement fort dans le cas d’une adhésion précipitée à l’UEM. Par
conséquent, l’adhésion de la Roumanie doit être précédée d’un renforcement des progrès
d’ordre structurel permettant de réduire l’importance relative du taux de change comme
mécanisme de transmission de la politique monétaire en faveur notamment du canal du taux
d’intérêt.
Mots clés : Modèles VAR, Transmission de la politique monétaire
Classification JEL : C32, E52, E58, P24
Introduction
La Roumanie a adhéré à l’Union Européenne le 1 janvier 2007 et, à l’instar des autres
PECO ex communistes membres de l’Union, elle a vocation à rejoindre la zone euro dans
quelques années. L’opportunité et la soutenabilité de l’intégration dans l’UEM sont
conditionnées par le degré d’homogénéité entre la Roumanie et les pays de la zone euro en
∗ Université de Poitiers, Laboratoire CRIEF/MOFIB - Faculté de Sciences Economiques de Poitiers. 93 avenue
du Recteur Pineau – 86022 Poitiers Cedex
E-mail : [email protected]
Je remercie vivement Jean-Pierre Berdot et Jacques Léonard pour les suggestions faites sur une version
précédente de ce papier.
2
termes de mécanismes de transmission de la politique monétaire, car une hétérogénéité trop
marquée peut engendrer des effets asymétriques de la politique monétaire unique qui risquent
de troubler la cohésion de l’ensemble de la zone. Une identification exacte des canaux de
transmission de la politique monétaire en Roumanie représente alors un préalable nécessaire
pour juger de l’opportunité d’un changement institutionnel d’une telle ampleur.
La littérature empirique portant sur cette problématique est peu abondante en raison
des difficultés structurelles que la Roumanie a connues pendant quasiment toute la décennie
90 et qui ont ainsi limité la qualité et la fiabilité des données statistiques. Parmi ces études on
peut mentionner celle de Ganev et al. (2002) qui, à l’aide d’une technique des réponses
généralisées, analyse les mécanismes de transmission des politiques monétaires de l’ensemble
des PECO pour la période 1995-2000. Dans le cas de la Roumanie, ils identifient notamment
les fortes pressions inflationnistes provoquées à la fois par un choc restrictif de taux d’intérêt1
et par la dépréciation du taux de change. Ces résultats sont en partie infirmés par Elbourne et
de Haan (2006) qui, en utilisant une technique alternative d’identification des chocs (VAR
structurel) pour la période 1994-2004, identifient une diminution de l’inflation consécutive à
un choc restrictif de taux d’intérêt.
En appliquant la technique des VAR structurels pour la période 1997-2001, Botel
(2002) s’intéresse aux déterminants de l’inflation en faisant une distinction entre deux
facteurs monétaires, à savoir la base monétaire et le multiplicateur. Il démontre que, à côté du
taux de change nominal, le multiplicateur est le principal responsable de la dynamique des
prix en Roumanie reflétant ainsi les insuffisances structurelles des secteurs bancaires et
réelles. En même temps, la base monétaire joue un rôle marginal dans l’explication du
phénomène inflationniste, ce qui traduit l’inefficacité de la politique monétaire roumaine pour
stabiliser les prix.
Antohi et al. (2003) analysent par l’intermédiaire d’une technique VEC l’influence des
impulsions de politique monétaire sur la sphère financière. En utilisant des données
mensuelles sur la période 1999-2002, ils démontrent que le taux d’intérêt directeur joue un
rôle important dans l’évolution des taux de dépôts mais moindre pour celle des taux de crédit
de court terme. En même temps, la Banque centrale arrive à exercer une influence
significative à la fois sur les taux de dépôts et sur les taux de crédit de court terme par
l’intermédiaire des réserves obligatoires. Dans le même contexte global et en s’appuyant sur
1 La hausse des prix consécutive à un choc restrictif de taux d’intérêt constitue un phénomène contraire aux
attentes théorique qui est couramment connu dans la littérature sous le nom de « price puzzle ».
3
une technique de type VAR-VEC, Pelinescu and Scutaru (2000a et 2000b) démontrent que
l’influence du taux directeur sur les taux bancaires est significative uniquement jusqu’à en
1997. Leur analyse indique également l’absence d’impact significatif à long terme des canaux
de taux d’intérêt et de crédit sur la dynamique de l’inflation et la production industrielle.
La principale limite de ces études consiste dans le fait qu’elles se sont intéressées à des
périodes caractérisées par une instabilité structurelle très forte, ce qui a automatiquement
influencé la qualité des résultats. Dans ce contexte, l’objectif de ce papier est d’analyser les
mécanismes de transmission de la politique monétaire en Roumanie pour les périodes les plus
récentes possibles correspondant à des régimes monétaires stables ce qui nous permet de
préserver la cohérence dans l’interprétation des résultats. Concrètement, on s’intéressera à la
période 1998-2007 caractérisée par un régime de flottement contrôlé. Afin d’affiner notre
analyse, cette période d’ensemble sera déclinée dans une sous-période, 2000-2007,
caractérisée par des performances macroéconomiques importantes et par une forte stabilité au
niveau des structures financières. Ces réalisations reflètent le succès d’une période de
transition particulièrement longue et traduisent ainsi une certaine maturité structurelle d’ordre
politico-économique, indispensable pour renforcer la fiabilité des conclusions de notre
analyse.
En poursuivant la logique souvent développée dans la littérature, notre analyse portera
sur trois canaux de transmission de la politique monétaire, à savoir le taux d’intérêt, le taux de
change et le crédit domestique. Ainsi, d’un point de vue théorique, une hausse du taux
d’intérêt nominal traduit, si les prix sont rigides, une hausse du taux d’intérêt réel qui
engendre une diminution de la demande globale et du niveau des prix. Dans un régime de
change flexible, ces effets du canal du taux d’intérêt se trouvent amplifiés par le canal du taux
de change car l’augmentation du taux d’intérêt provoque une appréciation réelle du change
nuisible à la compétitivité extérieure. Finalement, le canal du crédit transmet l’impulsion
monétaire initiale vers la sphère réelle par le biais d’une réduction de l’offre de crédit des
banques et par la dégradation de la situation financière des emprunteurs.
Au niveau méthodologique, la distinction entre les trois canaux de transmission se
réalisera par l’intermédiaire d’une modélisation VAR récursive qui sera successivement mise
en place pour les deux périodes d’analyse afin d’identifier les éventuelles différences au
niveau des résultats et les conséquences qui peuvent en découler. En ce qui concerne les
résultats, on remarquera notamment le rôle clé joué par la qualité des structures
macroéconomiques et financières sur l’efficacité relative des canaux de transmission de la
4
politique monétaire. Ainsi, pour la période d’ensemble, 1998-2007, le rôle prépondérant joué
par le taux de change comme mécanisme de transmission de la politique monétaire se
manifeste sur le fond d’une inefficacité chronique du canal de taux d’intérêt qui est à l’origine
des effets contraires aux intuitions théoriques en matière de production industrielle, de prix et
de taux de change. En revanche, pour la sous-période 2000-2007, correspondant à un solide
assainissement de l’environnement macroéconomique et financier, le taux d’intérêt devient un
instrument fiable de transmission monétaire dont l’importance relative à la fois comme
vecteur de transmission de la politique monétaire et comme amortisseur des chocs réels se
trouve considérablement renforcée. Par conséquent, les progrès structurels indéniables réalisés
par la Roumanie lui permettent de se rapprocher des mécanismes de transmission monétaire
propres aux pays de la zone euro, ce qui représente un préalable nécessaire pour une adhésion
soutenable à l’UEM.
Sur le plan structurel, la première section donne un bref aperçu du contexte
macroéconomique général de la Roumanie post-communiste en soulignant également
l’évolution structurelle de son secteur financier. La deuxième section expose le cadre
méthodologique choisi en se focalisant sur l’analyse de la technique d’identification des chocs
et sur la présentation des données utilisées, tandis que la troisième section présente les
résultats des estimations en insistant sur les éventuelles spécificités en termes de réponses des
variables macroéconomiques propres aux deux périodes d’analyse et aux enseignements qui
peuvent en être tirés.
I. Faits stylisés
La Roumanie se démarque parmi les anciens pays communistes récemment intégrés
dans l’UE par le fait d’avoir connu une période de transition particulièrement longue et
difficile. Ainsi, au début des années 90, l’explosion des prix associée à une croissance
économique fortement négative révèlent les faiblesses d’une économie structurellement rigide
et inadaptée aux mécanismes de marché qui a accusé profondément le choc du démantèlement
du CAEM. Même si les autres PECO ont connu les mêmes difficultés (bien que de plus faible
intensité), la Roumanie a eu plus du mal à engager un processus de réforme efficace, capable
d’assurer une restructuration rapide de l’économie et de rétablir ainsi les équilibres
macroéconomiques. Plus concrètement, on peut affirmer qu’en absence d’un cadre législatif
cohérant, la dégringolade de la stabilité macroéconomique s’est poursuivie jusqu’en 2000. On
5
observe ainsi qu’après une relative diminution, l’inflation s’envole autour de 155% en 1997,
année qui correspond à la dernière étape du processus de libéralisation des prix (libéralisation
des prix agricoles et de l’énergie) et du taux de change. Quant à la croissance réelle, elle
connaît une dynamique négative pour toute la période 1997-2000.
D’ordre structurel et reflétant les insuffisances du processus de réforme, la morosité du
contexte macroéconomique roumain de la fin des années 1990 traduit l’indiscipline financière
des acteurs économiques du pays qui profitent du stade embryonnaire du processus de
privatisation. L’indiscipline financière se manifeste essentiellement par l’existence des crédits
non performants accordés aux entreprises d’Etat qui, en plus de l’allocation inefficace des
ressources financières, permettent des hausses salariales nettement supérieures aux gains de
productivité ce qui a comme effet l’exacerbation des pressions inflationnistes. En même
temps, le cadre législatif trop laxiste qui a protégé les entreprises d’Etat sans se préoccuper
véritablement de leurs performances économiques a engendré des blocages financiers
manifestés sous la forme des arriérâtes interentreprises. Dans ces conditions, cet
environnement instable et dépourvu de véritables mécanismes de marché a découragé les
investissements productifs étrangers, indispensables pour permettre une croissance
économique soutenable.
Graphique 1 : L’évolution du taux de croissance réelle et inflation
0,0
50,0
100,0
150,0
200,0
250,0
300,0
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007
-15
-10
-5
0
5
10
Inflation
Croissance
réelle
Source : NBR
6
Les problèmes structurels qui affectent l’économie réelle à la fin des années 90 ont
renforcé la fragilité du système bancaire, qui souffrait déjà d’une réglementation peu
cohérente et insuffisamment adapté aux mécanismes de marché. Ainsi, avec une partie très
importante détenue par l’Etat et un degré de concentration très élevé (en 1998 ces valeurs se
situent autour de respectivement 41% et de 72% dans l’ensemble des actifs), le système
bancaire roumain a fonctionné dans cette période comme un véritable agent fiscal de l’Etat
qui accordait des subventions et des crédits non performants aux entreprises publiques,
notamment dans les secteurs agricoles et de l’énergie. La libéralisation des prix dans ces
secteurs, associée à la libéralisation du taux de change a engendré ainsi de très sérieux
problèmes de liquidité et de solvabilité de l’ensemble du système bancaire. En même temps,
les blocages financiers manifestés sous la forme des arriérâtes interentreprises a fragilisé la
santé des nombreuses banques privées, d’autant plus que le cadre législatif était très permissif
à l’égard des débiteurs.
Tableau 1. Principaux indicateurs statistiques du secteur financier roumain
Nombre
d’institutions
de crédit sur
100000
habitants
Part du marché
des 5 premières
institutions de
crédit (% dans
l’actif total)
Crédit
domestique
au secteur
privé (% du
PIB)
Capitalisation
boursière (en % du
PIB)
1998 2006 1998 2006 1998 2006 1998 2006 Roumanie 0,19 0,18 71,8 60,3 13,9 26,3 0,82 22,18
Zone euro 2,77 1,98 47,2 53,7 83,27 107,7 60,44 86,02
Tableau 1. (suite) Principaux indicateurs statistiques du secteur financier roumain
Part des
actifs des
banques
publiques
Part des
actifs des
banques à
capital
étranger
Crédits non
performants
(en % du
crédit total)
Créances
bancaires
restantes et
douteuses/
Total actif
Rapport de
solvabilité
Taux du
risque de
crédit
1998 2006 1998 2006 1998 2006 1998 2006 1998 2006 1998 2006 Roumanie 41,3 12,6 15,1 87,9 58,5 1,8 14,5 0,1 10,3 18,1 58,5 2,8
Source : EBRD, ECB (2004, 2007)
Les mauvaises performances de l’économie roumaine ont connu un coup d’arrêt très
net dans les années 2000. Stimulée par la perspective de l’intégration dans l’UE2, la
Roumanie affiche à partir de cette période une croissance économique très importante (de
2 La Roumanie a été invitée à commencer les négociations d’adhésion à l’UE en 1999 et a signé le traité
d’adhésion en 2005.
7
5,6% en moyenne sur la période 2000-2007) soutenue par de gros investissements étrangers,
une diminution significative de l’inflation (elle passe de 45,7% en 2000 à 4,8% en 2006) mais
aussi une amélioration du déficit budgétaire.
En accompagnant les performances macroéconomiques, le système bancaire roumain
connaît une restructuration massive à partir de l’année 1998, ce qui a eu comme résultat une
amélioration considérable de sa stabilité et de l’efficacité de son fonctionnement. Ainsi, suite
à des privatisations très importantes, et en s’appuyant sur un cadre législatif remanié qui,
s’inspirant de la législation européenne, a imposé aux banques des normes prudentielles très
strictes, le système bancaire roumain arrive a répondre plus efficacement aux besoins de
financement de l’économie (le crédit privé en pourcentage du PIB a doublé entre 1998 et
2006). En même temps, la santé du secteur bancaire a connu une amélioration considérable
dans cette période, les crédits non performants et le taux de risque du crédit devenant
marginales en 2006. Par conséquent, la solvabilité du secteur bancaire a enregistré une hausse
conséquente de 8 points entre 1998 et 2006.
Afin de résumer ces faits stylisés, on peut souligner que l’année 2000 a représenté
pour la Roumanie un véritable point de rupture dans l’évolution des ses indicateurs
macroéconomiques et financiers qui marque la fin d’une période de forte instabilité
structurelle caractéristique à l’ensemble des années 90. Notre étude tient compte de ce
changement structurel d’envergure, en proposant une analyse spécifique des mécanismes de
transmission de la politique monétaire roumaine pour la période 2000-2007. Afin de renforcer
les conclusions de notre étude, les résultats de cette analyse seront comparés à ceux obtenus
pour une période plus longue de stabilité au niveau du régime monétaire en place, à savoir
1998-2007.
II. Cadre méthodologique
L’analyse empirique des canaux de transmission de la politique monétaire de la
Roumanie prend appui sur les modèles VAR. Cette méthode a été appliquée dans le cas de la
plupart des pays développés (zone euro, Etats-Unis) et constitue la technique le plus
fréquemment utilisée dans la littérature s’intéressant aux mécanismes de transmission de la
politique monétaire.
Le modèle VAR s’écrit de la manière suivante :
8
(1) tttt XLBYLAY ε++= − )()( 1
où tY représente le vecteur des variables endogènes, tX celui des variables exogènes et tε le
vecteur des erreurs normalement distribuées.
Le vecteur des variables endogènes ( tY ) est constitué de l’indice de production
industrielle ( ty ), de l’indice des prix à la consommation ( tp ), du taux d’intérêt nominal du
marché monétaire ( ti ), du taux de change nominal ( te )3 et du crédit domestique ( tcd ). L’ordre
de ces variables est le suivant :
(2) [ ]tttttt cdeipyY =
Le vecteur des variables exogènes ( tX ) est composé des indices de production
industrielle ( UEty ) et des prix à la consommation ( UE
tp ) pour l’Union Européenne à 25 et du
taux d’intérêt nominal du marché monétaire pour la zone euro ( euroti ).
Les chocs structurels seront identifiés en utilisant la méthode de Cholesky4. L’ordre
des variables endogènes qui conditionne les mécanismes d’identification des chocs est celui
décrit par l’équation (2) et correspond à celui utilisé par Gunduz (2003) et Creel et Levasseur
(2006). En faisant la distinction entre les variables réelles (production industrielle et prix) et
monétaires (taux d’intérêt, taux de change et crédit domestique), la structure du vecteur
endogène signifie implicitement que la sphère réelle n’est influencée qu’avec retard par les
chocs sur les variables monétaires, tandis que celles-ci répondent simultanément aux chocs
sur la production et les prix.
L’estimation a été réalisée à partir des données mensuelles portant sur des périodes
correspondant à des régimes monétaires stables car tout changement de régime monétaire
risque d’affecter considérablement la structure des canaux de transmission de la politique
monétaire et de biaiser par conséquent les résultats. Néanmoins, on a utilisé deux périodes
d’analyse différentes qui nous ont permis de mieux rendre compte de la nette amélioration des
performances macroéconomiques et de l’assainissement des structures financières de la
Roumanie à partir de l’année 2000. Ainsi, la première estimation commence en 1998 qui
3 Il s’agit du taux de change de la monnaie roumaine (le leu) côté à l’incertain par rapport à l’euro. 4 Une alternative à cette méthode serait l’application d’une technique structurelle suggérée par Bernanke (1986)
et appliquée entre autres par Sims et Zha (1998), Kim et Roubini (2000), Persman et Smets (2003). En
permettant l’existence d’interactions simultanées entre les variables monétaires, cette technique suppose que la
réaction immédiate du taux d’intérêt concerne les chocs de taux de change et de crédit domestique et non pas les
chocs réels (chocs de production et de prix). L’utilisation de cette méthode (les résultats sont disponibles auprès
de l’auteur) ne change pas qualitativement les résultats par rapport à la technique de Cholesky.
9
représente la première année de fonctionnement du régime de flottement contrôlé adopté en
19975, tandis que la deuxième estimation est entamée avec l’année 2000. Les deux
estimations vont jusqu’à l’année 2007.
Les données6 ont été désaisonnalisées et exprimées en logarithme (sauf le taux
d’intérêt). L’ordre d’intégration des séries a été étudié par l’intermédiaire du test ADF ce qui
nous a permis de constater que les variables sont intégrées d’ordre 1. Les tests de
cointégration de Johansen indiquent l’existence de plusieurs relations de cointégration entre
les variables endogènes. Par conséquent, à l’instar de Sims et alii (1990) ou Coudert et Mojon
(1997), on a choisi de mener nos estimations sur les variables en niveau.
Afin d’établir le nombre optimal de retards on a eu recours principalement aux critères
d’information d’Akaike et de Schwartz. En cas d’indications divergentes, ces critères ont été
épaulés par le test de ratio de vraisemblance. Ces tests nous permettent de retenir un nombre
de retards égal à 2.
III. Principaux résultats
On examinera les effets induits sur les variables macroéconomiques par un choc de
taux d’intérêt, de taux de change et de crédit domestique. L’ampleur des chocs est d’un écart
type ; les fonctions de réponse, encadrées par un intervalle de confiance de plus ou moins
deux erreurs standard, sont représentées dans la Figure 1 de l’Annexe. En même temps, à la
manière de Héricourt et Matei (2007), les principaux résultats sont synthétisés dans les
tableaux 2a et 2b qui présentent respectivement les réactions maximales des variables
endogènes et les impacts cumulés qui sont significatifs statistiquement à 5% ou à 10%.
On commence par l’analyse des résultats sur la période globale, à savoir 1998-2007.
Un choc restrictif sur le taux d’intérêt (première colonne des graphiques représentés dans la
Figure 1) provoque une hausse initiale non significative de la production industrielle dont
l’impact maximal est atteint au bout de deux mois. L’explication de cet effet contre intuitif,
communément appelé « output puzzle » peut être suggérée par le modèle de Lucas (1973)
selon lequel, dans un milieu relativement inflationniste7, une hausse du taux d’intérêt
5 Dans la première moitié de l’année 1997, la Roumanie a achevé le processus de libéralisation du taux de
change afin d’introduire, en décembre 1997, un nouveau règlement pour le régime de change. 6 Les bases de données sont issues du FMI (International Financial Statistics), d’Eurostat et de la Banque
Nationale de Roumanie. 7 Pour la période analysée, l’inflation moyenne en Roumanie était de 25,6%.
10
représenterait un signe d’une stabilité future des prix, ce qui encourage les investissements et
fait décoller la production industrielle.
Le même choc positif sur le taux d’intérêt provoque une hausse significative des prix
qui est persistante pendant deux ans et dont l’effet maximal est atteint après deux trimestres.
Cet effet, contraire aux attentes théoriques, est fréquemment identifié dans les études
empiriques de type VAR et porte le nom de « price puzzle ». Plusieurs raisons ont été
invoquées dans la littérature pour justifier cet « énigme des prix »8 allant de considérations
purement méthodologiques à des explications plus structurelles. D’une part, on souligne la
construction inopportune du vecteur autorégressif qui se manifeste soit par l’absence des
variables prédictives de l’inflation future, comme par exemple le prix des matières premières
(Sims (1992)), soit par la non prise en compte de l’output gap comme mesure de l’activité
économique (Giordani (2004)). D’autre part, on envisage le phénomène de « price puzzle »
comme la conséquence transitoire des régimes monétaires spécifiques (Castelnuovo et Surico
(2006)) ; il peut traduire également la préoccupation des entreprises de préserver leurs marges
qui sont menacées par l’alourdissement des charges financières suite à la hausse des taux
d’intérêt (Barth et Ramey (2000)).
En poursuivant l’analyse de l’impact d’une hausse du taux d’intérêt sur les variables
macroéconomiques, on remarque la dépréciation significative de la monnaie nationale qui est
persistante pendant quatre mois et dont le pic est enregistré après un trimestre. Comme on le
verra ci-dessous la dépréciation du taux de change induit une hausse initiale de la production
industrielle et des prix et donc les paradoxes « output puzzle » et « price puzzle » pourraient
être expliqués pour la période 1998-2007 par une « énigme du taux de change » (« exchange
rate puzzle »).
En ce qui concerne l’effet d’une hausse du taux d’intérêt sur l’évolution du crédit
domestique, on signale une diminution significative et non persistante de ce dernier qui est
précédée par une légère hausse initiale non significative statistiquement. L’intensité maximale
de la réponse est identifiable au bout du septième mois.
Le deuxième canal de transmission de la politique monétaire est représenté par le taux
de change (deuxième colonne dans la Figure 1). D’une manière générale, les réponses des
variables macroéconomiques engendrées par une dépréciation du taux de change sont plus
8 Voir Coricelli et alii. (2006) pour une revue de la littérature sur les diverses explications du « price puzzle ».
11
cohérentes avec les attentes théoriques par rapport à celles identifiées dans le cas d’un choc
restrictif sur le taux d’intérêt.
On remarque d’abord la hausse immédiate, non significative et non persistante de la
production industrielle suite à une dépréciation du taux de change. L’impact maximal de cette
hausse est atteint au cours du deuxième mois. Pour les autres variables endogènes, la
dépréciation de la monnaie nationale provoque des effets significatifs et persistants. Ainsi, les
prix augmentent d’une manière persistante pendant deux ans avec un pic enregistré au cours
du sixième trimestre. Le taux d’intérêt connaît un relèvement significatif dont les effets
persistent pendant un an et demi et dont l’effet maximal est atteint au cours du troisième
trimestre. Finalement, la dépréciation du taux de change engendre une hausse du crédit
domestique persistante pendant trois trimestres et dont l’intensité maximale est identifiable
après un trimestre seulement.
Le troisième canal de transmission de la politique monétaire est le crédit domestique
(dernière colonne des schémas dans la Figure 1). A l’instar des effets induits par un choc sur
le taux de change, les réponses des variables macroéconomiques à un choc positif de crédit
sont cohérentes aux attentes théoriques d’un côté, persistantes et significatives statistiquement
de l’autre. L’exception concerne la production industrielle qui manifeste une légère
diminution initiale non significative et non persistante statistiquement. Les prix connaissent
une hausse particulièrement persistante (pendant trois ans) dont l’intensité maximale est
enregistrée au cours du sixième trimestre. En même temps, un choc positif sur le crédit
domestique provoque un relèvement immédiat du taux d’intérêt d’une persistance d’environ
deux ans et dont l’effet maximal est atteint au bout du quatrième mois. Finalement, la hausse
du crédit engendre une dépréciation du taux de change qui atteint son pic après dix mois et qui
connaît une très forte persistance à l’hauteur de trois ans.
En synthétisant l’information délivrée par ces trois canaux de transmission de la
politique monétaire, plusieurs éléments ressortent avec clarté. On remarque d’abord les effets
contre intuitifs engendrés par une hausse du taux d’intérêt sur les variables
macroéconomiques, ce qui nous est révélé par la présence des énigmes de la production
industrielle, des prix et du taux de change. On en conclut ainsi sur le manque d’efficacité du
taux d’intérêt en tant que vecteur de transmission de la politique monétaire pour la période
1998-2008. En même temps, nos résultats indiquent un rôle actif du taux de change qui, aux
côtés du crédit domestique, représentent les deux principaux canaux de transmission de la
politique monétaire en Roumanie pour la période analysée. On rejoint ainsi dans le cas de la
12
Roumanie et pour une période récente une idée souvent invoquée dans la littérature selon
laquelle le taux de change représente le principal canal de transmission des politiques
monétaires dans les PECO, contrairement au pays de la zone euro pour qui le canal
prédominant serait le taux d’intérêt (Angeloni et alii. (2003), Creel et Levasseur (2006),
Ganev et alii. (2002)).
Les résultats de cette analyse seront comparés avec ceux issus d’une estimation
réalisée sur la période 2000-2007. On note, qu’au-delà du changement radical dans
l’évolution des performances macroéconomiques et de l’état de santé du secteur financier,
l’année 2000 marque une nouvelle étape dans l’orientation du régime monétaire, car
désormais la devise de référence n’est plus représentée par le dollar seulement mais par un
panier de devises constitué à 60% de l’euro et 40% du dollar. Cette nouvelle tournure dans
l’évolution du régime monétaire roumain renforce l’intérêt de mener une analyse spécifique
sur la période 2000-2007.
Les résultats obtenus pour cette période se différencient sous certains aspects par
rapport à ceux identifiés pour la période d’ensemble, ce qui nous permet ainsi de dégager
quelques éléments d’analyse intéressants. Le premier point de rupture concerne les réponses
des variables endogènes à un choc de taux d’intérêt et plus précisément la disparition des
énigmes de la production industrielle, des prix et du taux de change. Ainsi, même si les effets
ne sont pas significatifs ni persistants, un choc positif de taux d’intérêt provoque désormais
une baisse initiale de la production industrielle et des prix associée à une appréciation de la
monnaie nationale. Donc, on peut conclure que, dans le cas de la Roumanie la stabilité du
régime de change doit être associée à un environnement macroéconomique relativement
performant et à un système bancaire sain et solide pour qu’un choc de taux d’intérêt provoque
des résultats cohérents avec les attentes théoriques. Quant à la réponse du crédit domestique,
elle devient non significative et non persistante, contrairement aux résultats obtenus sur la
période d’ensemble. L’explication de cette déconnexion entre le taux d’intérêt et le crédit à
partir de l’année 2000 se trouve dans la forte volonté à consommer des ménages qui profitent
progressivement de la hausse de leur pouvoir d’achat et de leur faible niveau d’endettement9.
Pour le canal du taux de change, la différence notable par rapport aux résultats obtenus
pour la période 1998-2007 concerne uniquement l’intensité des effets induits par un choc de
taux de change sur les variables endogènes tandis que la nature des réponses de ces variables
9 Ce phénomène a été également identifié par Creel et Levasseur (2006) dans leur analyse portant sur la Hongrie,
la Pologne et la République Tchèque.
13
reste similaire. Ainsi, les prix connaissent une hausse initiale significative qui persiste cinq
mois uniquement contrairement à une persistance de quinze mois auparavant. En même
temps, le taux d’intérêt connaît une hausse qui devient cependant non significative
statistiquement et qui affiche une persistance de dix mois seulement. Finalement, le crédit
domestique enregistre une hausse moins significative associée à une persistance réduite à cinq
mois uniquement.
Les mêmes différences identifiées dans le cas du taux de change sont valables
également pour le canal du crédit : l’analyse sur la période 2000-2007 réduit l’intensité des
effets induits par un choc de crédit, tandis que la nature de ces effets reste identique à celle
observée pour la période d’ensemble 1998-2007. Ainsi, la hausse des prix et l’appréciation du
taux de change provoquées par un choc positif de crédit deviennent non significatives et leurs
persistance se réduit à respectivement cinq et trois mois, tandis que la réponse du taux
d’intérêt devient non significative et non persistante.
L’observation des différences en termes de résultats obtenus dans les deux périodes
d’analyse nous permet de souligner le renforcement du rôle du taux d’intérêt comme
mécanisme de transmission de la politique monétaire au détriment des deux autres canaux de
transmission – taux de change et crédit domestique – dont l’importance relative a diminué
considérablement au cours de la période 2000-2007. Dans ce contexte, l’amélioration de
l’efficacité relative du canal de taux d’intérêt pourrait être interprétée comme un signe de
rapprochement progressif de la Roumanie par rapport aux mécanismes de transmission
monétaire propres aux pays de la zone euro qui se caractérisent par un canal de taux d’intérêt
particulièrement efficace. Ceci traduit les progrès importants réalisés par la Roumanie au
niveau du développement structurel de son système économique et financier.
L’information dégagée par l’examen des fonctions de réponse aux chocs de taux
d’intérêt, de taux de change et de crédit domestique peut être complétée par la décomposition
de la variance des variables macroéconomiques. Cette technique nous permettra notamment
de mener une analyse plus fine des différences en termes de résultas entre les deux périodes
d’analyse. Le Tableau 3 dans l’Annexe présentent la décomposition de la variance des
variables endogènes à l’horizon de 12 mois.
L’interprétation des informations délivrées par la décomposition de la variance peut se
réaliser à deux niveaux distincts en fonction du rôle prépondérant joué par les variables
monétaires. Ainsi, si l’on envisage ces variables comme étant des vecteurs de transmission de
la politique monétaire, on peut identifier l’influence relative exercée par ces différents
14
vecteurs sur la sphère réelle. En revanche, en considérant les variables monétaires comme des
instruments d’absorption des chocs réels, on peut s’interroger sur leur capacité relative de
réagir aux chocs de production ou de prix.
En ce qui concerne le rôle des variables monétaires comme instruments de
transmission de la politique monétaire, on remarque d’abord l’importance considérable des
« output et price puzzle » dans l’explication des variances des variables réelles. Ainsi, le taux
d’intérêt permet d’expliquer respectivement 1,1% et 11,4% de la variance de la production
industrielle et des prix pour la période 1998-2007 contre seulement 0,8% et 1,7% pour la
période 2000-2007 où ces deux énigmes avaient été corrigées. En ce qui concerne les deux
autres canaux de transmission de la politique monétaire, à savoir le taux de change et le crédit
domestique, on observe la diminution relative de leur influence sur la variance des variables
réelles suite à l’amélioration de la stabilité de l’environnement macroéconomique et financier.
En effet, le taux de change et le crédit étaient responsables de respectivement 20% et 15% de
la variance des variables réelles dans la période 1998-2007, contre seulement respectivement
11% et 6% pour la période 2000-2007. Pourtant, on doit signaler également le fait que, malgré
la diminution de son importance relative, le taux de change reste le canal prépondérant pour
expliquer la variance de la production industrielle et des prix.
Si l’on prend en considération le rôle des variables monétaires en tant qu’amortisseurs
des chocs réels, on remarque d’emblée que le taux d’intérêt représente pour la période 2000-
2007 l’instrument principal permettant d’absorber les chocs de production industrielle et des
prix alors que, pour la période d’ensemble, ce rôle était endossé par le crédit domestique. En
effet, les chocs réels contribuent à hauteur de respectivement 19% et 40% dans l’explication
de la variance du taux d’intérêt et du crédit domestique dans la période 1998-2007, tandis que
pour la période 2000-2007 ces chiffres passent respectivement à 28% et a 10%. On signale
également que, sur le fond du renforcement de la stabilité des structures économiques et
financières, le taux de change a augmenté son influence en tant qu’amortisseur des chocs réels
– ces derniers expliquent 7% de la variance du taux de change pour la période d’ensemble
contre 20% pour la période 2000-2007.
En articulant ces résultats, on peut conclure que, sur le fond du passage vers un
environnement macroéconomique et financier plus stable, le taux d’intérêt a connu un
véritable renforcement de son importance à la fois comme mécanisme de transmission de la
politique monétaire et comme instrument d’absorption des chocs réels. Pourtant, pour la
période récente, le taux de change reste le canal privilégié de transmission de la politique
15
monétaire, tout en renforçant son rôle d’amortisseur des chocs réels. Par conséquent, même si
la Roumanie s’est considérablement rapprochée des mécanismes monétaires existants dans la
zone euro, une adhésion immédiate à l’UEM serait probablement contreproductive à cause du
coût d’opportunité engendré par la perte du taux de change comme instrument d’ajustement.
Pour que l’adhésion soit plus soutenable, elle devrait être précédée d’un renforcement de
l’efficacité relative du canal du taux d’intérêt au détriment du celui du taux de change.
Conclusion
Ce papier s’est proposé de développer par l’intermédiaire d’une modélisation de type
VAR une analyse comparative des canaux de transmission de la politique monétaire de la
Roumanie pour des périodes récentes correspondant à des régimes monétaires stables. A partir
d’une distinction théorique entre trois canaux spécifiques, à savoir le taux d’intérêt, le taux de
change et le crédit domestique, les estimations ont été développées sur deux périodes
distinctes afin de mieux saisir l’importance de l’assainissement des structures économiques et
financières qui s’est manifesté en Roumanie à partir de l’année 2000.
Les résultats sur la période d’ensemble, 1998-2007, se distinguent par l’existence des
puzzles de production industrielle, de prix et de taux de change. Ils révèlent les incohérences
dans le fonctionnement du taux d’intérêt en tant que mécanisme de transmission de la
politique monétaire dans un environnement économique et financier particulièrement instable
structurellement.
En revanche, ces phénomènes contraires aux attentes théoriques disparaissent lors des
estimations sur la période 2000-2007 qui se caractérise par une stabilité structurelle nettement
améliorée traduisant les avancées considérables réalisées par la Roumanie dans le processus
de réforme. Par conséquent, le taux d’intérêt devient fiable en tant que mécanisme de
transmission de la politique monétaire. De plus, l’importance relative du taux d’intérêt à la
fois comme vecteur de transmission de la politique monétaire et comme amortisseur des chocs
réels s’est renforcée dans la période 2000-2007 tandis que, durant cette période, l’influence
exercée par le taux de change et le crédit domestique sur les variables réelles est amoindrie
par rapport à la période d’ensemble.
On peut donc conclure que, parallèlement à l’assainissement de l’environnement
macroéconomique et financier, les mécanismes de transmission de la politique monétaire
roumaine se rapprochent de ceux existants dans les pays de la zone euro. Pourtant, la présence
16
d’un canal de taux de change encore fortement efficace, suggère que, dans l’état actuel des
choses, la Roumanie n’est pas prête à rejoindre la zone euro. Une adhésion immédiate
risquerait d’engendrer un coût d’opportunité important et d’être par conséquent peu
soutenable. L’opportunité de l’adhésion à l’UEM est alors conditionnée par la capacité de la
Roumanie de réaliser les progrès structurels nécessaires permettant de réduire l’importance du
taux de change comme mécanisme de transmission de la politique monétaire en faveur
notamment du canal du taux d’intérêt.
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19
ANNEXE
Figure 1 Les fonctions de réponse nationales aux chocs de taux d’intérêt, de taux de change et de crédit Roumanie (1998-2007) Roumanie (2000-2007)
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
5 10 15 20 25 30 35
Response of Y to I
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
5 10 15 20 25 30 35
Response of Y to E
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
5 10 15 20 25 30 35
Response of Y to DC
-.005
.000
.005
.010
.015
.020
5 10 15 20 25 30 35
Response of P to I
-.005
.000
.005
.010
.015
.020
5 10 15 20 25 30 35
Response of P to E
-.005
.000
.005
.010
.015
.020
5 10 15 20 25 30 35
Response of P to DC
-2
-1
0
1
2
3
4
5
5 10 15 20 25 30 35
Response of I to I
-2
-1
0
1
2
3
4
5
5 10 15 20 25 30 35
Response of I to E
-2
-1
0
1
2
3
4
5
5 10 15 20 25 30 35
Response of I to DC
-.01
.00
.01
.02
.03
.04
5 10 15 20 25 30 35
Response of E to I
-.01
.00
.01
.02
.03
.04
5 10 15 20 25 30 35
Response of E to E
-.01
.00
.01
.02
.03
.04
5 10 15 20 25 30 35
Response of E to DC
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35
Response of DC to I
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35
Response of DC to E
-.03
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35
Response of DC to DC
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35
Response of Y to I
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35
Response of Y to E
-.006
-.004
-.002
.000
.002
.004
.006
.008
5 10 15 20 25 30 35
Response of Y to DC
-.004
-.002
.000
.002
.004
5 10 15 20 25 30 35
Response of P to I
-.004
-.002
.000
.002
.004
5 10 15 20 25 30 35
Response of P to E
-.004
-.002
.000
.002
.004
5 10 15 20 25 30 35
Response of P to DC
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
5 10 15 20 25 30 35
Response of I to I
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
5 10 15 20 25 30 35
Response of I to E
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
2.0
5 10 15 20 25 30 35
Response of I to DC
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35
Response of E to I
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35
Response of E to E
-.02
-.01
.00
.01
.02
.03
5 10 15 20 25 30 35
Response of E to DC
-.008
-.004
.000
.004
.008
.012
.016
.020
.024
5 10 15 20 25 30 35
Response of DC to I
-.008
-.004
.000
.004
.008
.012
.016
.020
.024
5 10 15 20 25 30 35
Response of DC to E
-.008
-.004
.000
.004
.008
.012
.016
.020
.024
5 10 15 20 25 30 35
Response of DC to DC
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
20
Tableau 2a : Impacts maximaux des chocs monétaires
1998-2007 Choc sur le taux d’intérêt Choc sur le taux de change Choc sur le crédit domestique
y p E Dc y p i dc y p i e 0,001 (2)
(-0,8)
0,005 (6)
(-2,64)
0,006 (3)
(-1,96)
-0,008 (7)
(2,12)
0,001 (2)
(-1,13)
0,007 (17)
(-1,41)
2,12 (5)
(-3,02)
0,011 (3)
(-3,38)
0,0008 (2)
(0,47)
0,006 (17)
(-1,98)
1,56 (4)
(-3,16)
0,009 (10)
(-1,79)
2000-2007 Choc sur le taux d’intérêt Choc sur le taux de change Choc sur le crédit domestique
y p e Dc y p i dc y p i e 0,001 (4)
(-1,12)
-0,0008 (4)
(1,52) -0,005 (6)
(1,35)
0,002 (1)
(-1,03)
0,003 (2)
(-1,71)
0,002 (3)
(-2,31)
0,43 (6)
(-1,81)
0,006 (3)
(-1,89)
-0,001 (2)
(0,64)
0,001 (3)
(-1,84)
-0,2 (7)
(1,08)
0,005 (3)
(-1,85)
Le chiffre entre parenthèses désigne le mois où l’impact des chocs est maximal. T de Student en italique.
Tableau 2b : Impacts cumulés significatifs
1998-2007 Choc sur le taux d’intérêt Choc sur le taux de change Choc sur le crédit domestique
y p e dc y p i dc y p i e 0 0,06(17)
(-1,96)
0,02 (4)
(-1,74)
0 0 0,07 (15)
(-2)
15,9 (14)
(-2,03)
0,06 (8)
(-2,28)
0 0,18 (36)
(-2,17)
10,23 (14)
(-1,99)
0,24 (36)
(-1,97)
2000-2007 Choc sur le taux d’intérêt Choc sur le taux de change Choc sur le crédit domestique
y p e dc y p i dc y p i e 0 0 0 0 0 0,005 (5)
(-2,11)
2,85 (10)
(-1,67)
0,03 (5)
(-2,05)
0 0,003 (5)
(-1,68)
0 0,009 (3)
(-2,09)
Le chiffre entre parenthèses désigne la période (en mois) pendant laquelle l’impact cumulé des chocs est significatif. t de Student en italique.
21
Tableau 3 : Décomposition de la variance
1998-2007 Chocs
S E Production
industrielle Prix
Taux
d’intérêt
Taux de
change
Crédit
domestique
Production
industrielle 0,03 93,97 3,25 1,06 1,11 0,62
Prix 0,04 10,59 44,69 11,43 18,94 14,35
Taux d’intérêt 10,08 15,39 3,83 45,94 23,79 11,05
Taux de change 0,08 5,90 1,76 3,33 78,42 10,59
Crédit
domestique 0,07 26,92 13,77 9,59 11,95 37,76
2000-2007 Chocs
S E Production
industrielle Prix
Taux
d’intérêt
Taux de
change
Crédit
domestique
Production
industrielle 0,02 83,33 6,31 0,82 6,93 2,61
Prix 0,01 2,45 87,45 1,74 4,82 3,55
Taux d’intérêt 3,12 21,17 6,43 57,11 12,72 2,57
Taux de change 0,06 18,18 1,26 4,27 72,60 3,69
Crédit
domestique 0,05 8,21 1,91 0,36 11,03 78,48
Horizon : 12 mois
