MZE, un modèle macroéconométrique pour la zone euro · évoluer au rythme du PIB en valeur. Eurostat ne diffuse pas de RDB trimestriel des ménages pour la zone euro. Il a donc

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 367, 2003

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MZE, un modèle macroéconométrique pour la zone euro

Pierre-Olivier Beffy, Xavier Bonnet, Brieuc Monfort et Matthieu Darracq-Pariès*

À partir des comptes trimestriels pour la zone euro construits par Eurostat, on élabore unmodèle macroéconométrique dans le but d’enrichir les outils de prévision et d’analysede l’économie de la zone. Quelques données manquantes cruciales doivent êtrereconstruites en s’appuyant sur des données incomplètes fournies par Eurostat (capital,revenu disponible des ménages, commerce intra-zone).

La structure du modèle est néoclassique à long terme, néokeynésienne à court terme.Cette version du modèle prend comme référence pour l’offre de biens une fonction deproduction Cobb-Douglas. L’offre de travail est modélisée soit par une courbe dePhillips soit par une fonction WS et par un taux d’activité dépendant du taux dechômage. Le court terme implique des coûts d’ajustement modélisés de manière

ad hoc

par des modèles à correction d’erreur.

Les effets variantiels à court terme et à long terme sont assez consensuels. Pour le longterme, le potentiel de l’économie apparaît dépendre de la population en âge de travailler,de la productivité globale des facteurs, du coût réel du capital, et éventuellement destermes de l’échange et de la fiscalité sur les salaires.

D’ores et déjà, le modèle incorpore la possibilité d’utilisation en anticipationsrationnelles pour l’étude des évolutions de changes et de taux à long terme. Un exercicede choix de la fonction de réaction monétaire est mené à titre illustratif des questions

pouvant être abordées par le modèle.

MODÈLE

*

Pierre-Olivier Beffy et Brieuc Monfort appartiennent à la division Croissance et politique macroéconomique de l’Insee,Xavier Bonnet à la division Synthèse conjoncturelle de l’Insee (faisait partie de la Direction de la Prévision au moment dela réalisation de ce modèle), et Matthieu Darracq-Pariès au bureau de la politique économique la Direction de la Prévi-sion.Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article.

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a création de l’Union économique et moné-taire et de la Banque centrale européenne

(BCE) a fait naître un besoin nouveau de suivide la conjoncture et d’analyse économiquedirectement au niveau de la zone. Ce suivi estaujourd’hui possible grâce au développementde données de référence pour la zone consti-tuées par Eurostat.

Évidemment, cette approche ne saurait se substi-tuer à l’analyse par agrégation des analyses pays,car des asymétries irréductibles de comporte-ment existent au sein des pays de la zone. Toute-fois, ces asymétries s’avérant très difficiles àmesurer (cf. par exemple la panoplie de résultatssur l’impact de la politique monétaire entre pays,sur les comportements de consommation,d’investissement, exposés dans les documentsde travail de la BCE, dans la synthèse faite parAngeloni

et al.

(2002)), l’approche directe suragrégats peut avoir une certaine pertinence etune certaine robustesse, tout au moins pour étu-dier le comportement moyen de la zone.

Dans cet objectif, pour l’analyse conjoncturelle,des étalonnages directement sur des données etdes enquêtes zone euro ont été développés,comme ceux de l’Insee (Buffeteau et Mora,2000) ou de la Direction de la Prévision (1).

À cet éventail d’outils manque cependant unmodèle macroéconométrique qui permettrait à lafois de faire des prévisions et de les relire au tra-vers des régularités de comportement du passé,de faire des scénarios contrefactuels d’analysede chocs non prévus, voire de construire des scé-narios variantiels de politique économique. Detels modèles macroéconométriques pour la zoneeuro ont pourtant été construits récemment, parexemple à la BCE (Fagan

et al

, 2001) ou par legroupe ENEPRI (2) (Dreger, 2002).

On présente ici une version de base d’un modèlemacroéconométrique pour la zone euro agrégée.Après avoir exposé les choix théoriques retenuset les résultats des estimations économétriquesen insistant sur le choix de données utilisées etla construction des données manquantes, onprésentera les réponses du modèle à une série dechocs analytiques.

Le cadre théorique et l’estimation du modèle

’objectif du modèle est de fournir un outilde relecture voire de prévision du PIB de la

zone euro, de ses composantes, des prix, de

l’emploi, du chômage, etc. Par le passé, beau-coup se sont employés à reconstruire des don-nées à partir des comptes nationaux des pays dela zone (3). Ceci n’est plus nécessaire car Euros-tat fournit ces données pour l’équilibre emplois/ressources, aussi bien en volume qu’en valeur.Même si ces données sont encore critiquées,elles font aujourd’hui référence. (1) (2) (3)

Une des lacunes majeures pour l’analyse écono-mique demeure les échanges de biens et servi-ces. Ceux-ci correspondent à la simple agréga-tion des échanges extérieurs de chaque pays. Ilen résulte que, dans les données des comptesnationaux Eurostat, les échanges de la zone sontla somme des échanges intra-zone et des échan-ges extra-zone. Ceci peut être préjudiciable àl’analyse économique, voire à la mesure du PIBde la zone, car les flux intra-zone ne sont passtatistiquement équilibrés dans les comptesfournis par Eurostat (4). Pour l’analyse écono-mique, il manque, par ailleurs, des données cru-ciales qu’on a reconstruites. Outre le commerceextra-zone, on a cherché à reconstruire des don-nées pour le revenu disponible, le capital pro-ductif, l’emploi et les finances publiques.

Le cadre théorique du modèle est asseztraditionnel : à court terme, l’activité est déter-minée par la demande, l’ajustement des prix etdes salaires étant graduel ; à long terme, lemodèle adopte une structure néoclassique. Onexposera donc les comportements de demandenon directement liés à l’offre productive, puisceux directement liés à l’offre productive avantde présenter les équations de prix et de salaires.

Les équations comportementales sont estiméesséparément sur données agrégées. Les donnéesd’Eurostat au niveau de la zone euro sont disponi-bles sauf exception à partir de 1991T1. La majoritédes équations économétriques sont estimées sur lapériode 1991-2001. Les résultats économétriquessont intégralement présentés en annexe 1 à 4.

L

L

1. Se reporter aux notes de conjoncture internationale de laDirection de Prévision.2. ENEPRI : The European Network of Economic PolicyResearch Institutes.3. Ainsi, la BCE reconstruit-elle des données en moyennes géo-métriques, pour conserver la propriété que le taux de croissancede la zone est la somme pondérée des taux de croissance. Ledésavantage de cette méthode est que les comptes résultants nesont pas équilibrés. L’OCDE reconstruit des données par agréga-tion des séries nationales, en utilisant des pondérations PIB PPA.Eurostat agrège simplement les données en les convertissant eneuro depuis 1999, en ECU avant. Le désavantage sur le passé estatténué si on considère que le modèle est surtout utilisé pour unerelecture du passé récent et pour les prévisions.4. En pratique, on constate notamment que les exportationsd’un pays vers un autre sont généralement supérieures auximportations du second en provenance du premier (Darracq-Pariès, 2002).


5

Le revenu et la consommation des ménages

La modélisation du revenu disponible des ménages (RDB)

Le revenu disponible des ménages est une varia-ble primordiale dans la détermination de l’équi-libre de court terme. Il convient alors d’en four-nir une description comptable soignée et decorrectement modéliser ses déterminants.

Dans le modèle, le RDB est endogène et résulte del’agrégation de ses différents postes. La massesalariale résulte des comportements de fixation dessalaires et de la demande de travail des entreprises.L’excédent brut d’exploitation (EBE) des ména-ges est déterminé par une clef variable sur l’EBEde l’ensemble de l’économie. De même, le soldedes revenus du patrimoine est indexé sur la valeurajoutée totale. Les impôts sur les revenus payéspar les ménages sont déterminés par un tauxd’imposition apparent. La base prise en compte estle revenu des ménages (hors profits et transfertscourants), c’est-à-dire à partir du salaire superbrut,du solde du revenu du patrimoine et des presta-tions sociales nettes des cotisations sociales. Lescotisations sociales sont déterminées en appli-quant un taux apparent au salaire superbrut. Lesprestations sociales et les transferts et autres postesdu compte de revenu des ménages sont supposésévoluer au rythme du PIB en valeur.

Eurostat ne diffuse pas de RDB trimestriel desménages pour la zone euro. Il a donc été néces-saire de construire cette série, en respectantl’objectif majeur d’avoir un cadre comptables’intégrant facilement dans la modélisation éco-nométrique de la zone euro. L’intérêt de la cons-truction d’un cadre comptable définissant leRDB est de mobiliser des informations supplé-mentaires pour la modélisation économétrique(taux d’imposition, taux de cotisation de la zoneeuro par exemple). La méthode utilisée pourconstruire le RDB trimestriel peut être diviséeen deux étapes. Tout d’abord, on a créé un cadrecomptable annuel complet pour les ménages desdifférents pays de la zone euro de 1991 à 2000,utilisant le maximum d’information disponibleen provenance d’Eurostat. Ensuite, ce cadrecomptable a été trimestrialisé en incorporantl’information d’indicateurs trimestriels Eurostatlorsqu’ils étaient disponibles. L’annexe 5 donneles détails des ces deux opérations.

La consommation des ménages

Une fois le RDB obtenu, la modélisation desdépenses de consommation des ménages est

keynésienne (5). L’équation est estimée sousforme d’un modèle à correction d’erreur(MCE).

À long terme, la consommation est indexée demanière unitaire sur le revenu. Le taux d’intérêtréel et l’inflation constituent les autres détermi-nants de la consommation. En théorie, unebaisse des taux d’intérêt réels a un effet ambigusur la consommation : d’une part, elle entraîneune baisse du taux d’épargne en réduisant lacharge d’intérêts des ménages endettés à tauxvariable et en permettant aux ménages de recou-rir à des crédits moins chers (effet de substitu-tion), d’autre part, elle induit une baisse desrevenus de leur patrimoine (effet richesse). Pourla zone euro, l’estimation indique que le premiereffet l’emporte. De même, on distingue tradi-tionnellement deux effets opposés del’inflation : un effet de fuite devant la monnaie(en cas de hausse de l’inflation, les ménagesanticipent leurs dépenses car celles-ci devien-dront plus onéreuses dans le futur) et un effetd’encaisses réelles (en cas de hausse de l’infla-tion, les ménages restreignent leur consomma-tion afin de préserver le pouvoir d’achat de leursencaisses réelles). Économétriquement, lesecond effet l’emporte. On retrouve ici un résul-tat bien connu, pour la France notamment(Bonnet et Dubois, 1995).

À court terme, on trouve dans la dynamique lesdéterminants de long terme des dépenses deconsommation des ménages, ainsi que le taux dechômage. La présence du taux de chômage indi-que un comportement d’épargne de précautiondes ménages : une hausse du taux de chômagediminue les revenus futurs anticipés des ména-ges, ce qui les incite à épargner davantage. Lespropriétés économétriques de l’équation sontassez satisfaisantes avec notamment une forcede rappel dont les effets se matérialisent assezrapidement.

Le commerce extérieur

Une des principales difficultés associées à lamodélisation macroéconomique de la zone euroest de trouver des statistiques du commerceextérieur

extra

zone compatibles avec les don-nées des comptes nationaux utilisées pourestimer la majeure partie des comportements

5. Dans le sens où la consommation dépend essentiellement durevenu courant. Un comportement de lissage intertemporel auraitfait apparaître aussi les anticipations de revenus futurs et larichesse détenue par les ménages.

6


économiques retenus dans le modèle. Lescomptes nationaux d’Eurostat publient, pourl’heure, des statistiques de commerce de bienset services en valeur et en volume comprenantles échanges

intra

zone

.

Il existe, par ailleurs,des données d’exportations et d’importations debiens

intra

et

extra

communautaires qu’Euros-tat reconstruit à partir des données douanièresnationales. Sont aussi publiés des indices devaleur unitaire sectoriels et géographiques.

Compte tenu de la disponibilité des données,deux types de modélisation du commerce exté-rieur de la zone euro semblaient envisageables :reconstruire des données de commerce

extra

enbiens et services à partir des comptes nationauxau prix d’hypothèses simplificatrices et sansdoute peu réalistes sur les comportementsd’échange à l’intérieur de la zone, ou bien utili-ser les statistiques commerciales et les indicesde valeur unitaire disponibles pour le champdouanier et modéliser assez mécaniquement lesservices.

Dans le modèle présenté dans cet article, on apréféré retenir la seconde approche utilisant lesstatistiques commerciales sur le champ doua-nier. Certes, ces données ne couvrent que lecommerce de biens et ne sont pas directementcompatibles avec les données des comptesnationaux (différence de champ, de nomencla-ture, etc.), mais elles représentent, pour l’instant,la meilleure information statistique disponiblesur les flux commerciaux avec l’

extra

zone.

Les spécifications des équations des flux com-merciaux de biens en volume et en prix sontassez classiques. Les importations de biens envolume dépendent, à long terme, de la demandeintérieure et d’un indicateur de compétitivité-prix. Une élasticité unitaire des importations à lademande intérieure est imposée. Ceci amène àintroduire une tendance déterministe à l’estima-tion. Linéaire croissante, cette tendance reflètel’accroissement de l’ouverture de la zone durantles années 1990. La compétitivité-prix est éva-luée par un ratio de prix d’importation, corrigédes effets des prix énergétiques, aux prix inté-rieurs. À court terme, l’élasticité des importa-tions à la demande est de 1,9.

Les exportations de biens en volume dépendent,à long terme, de la demande mondiale (enbiens), avec une indexation unitaire, et d’unindicateur de compétitivité-prix. Ce dernier cor-respond au taux de change effectif réel. On apréféré utiliser cet indicateur car, de manièreopérationnelle pour la prévision, on dispose de

prévisions de prix de consommation sur ungrand nombre de pays, à la différence des prixd’exportation qui ne sont prévus par la Direc-tion de la Prévision que pour trois des grandspays concurrents sur les marchés d’exportationsde la zone euro (les États-Unis, le Royaume-Uniet le Japon). Cet ensemble de prix d’exportations’est avéré expliquer beaucoup moins bien lesexportations de la zone euro, traduisant le faitque cet ensemble de concurrents n’est pas assezgrand pour rendre compte de l’ensemble deséchanges. À court terme, l’élasticité des expor-tations à la demande mondiale est proche del’unité.

Le prix des importations de biens est construitmécaniquement à partir des prix internationauxde matières premières et du prix des importa-tions hors énergie qui seront modélisés séparé-ment. Les prix d’importation hors énergierépondent, en effet, aux comportements de mar-ges et aux comportements « pro-compétitif »des exportateurs étrangers sur le marché euro-péen. On suppose donc qu’ils s’indexent à longterme sur une moyenne géométrique des prixintérieurs et des autres prix étrangers. Les esti-mations aboutissent à des poids de 0,3 pour lesprix intérieurs et de 0,7 pour les prix étrangers.De même, le prix des exportations est, quant àlui, une moyenne géométrique à long terme descoûts salariaux unitaires et des prix étrangers.Les élasticités ressortent de 0,7 et 0,3 respecti-vement.

Enfin, les échanges de biens et servicess’obtiennent mécaniquement à partir des échan-ges de biens et de la part moyenne des servicesdans le commerce total. Cette méthode revient àsupposer que les volumes et les prix des flux deservices se comportent comme ceux des biens.

Les variations des stocks

La variation des stocks permet, en théorie, auxentreprises d’amortir les fluctuations de lademande tout en se prémunissant de la rupturede stock. Dans ce cadre, les stocks sont suppo-sés s’ajuster avec retard à un niveau de stockdésiré. Ce dernier dépend des anticipations queles entreprises font sur la demande future. Si cesanticipations se forment à partir des variationsde la demande finale hors stocks sur le passérécent, la corrélation entre la variation desstocks et les variations de demande sont positi-ves. C’est le cas dans l’équation de stocks de lazone euro.


7

On notera que lorsque les anticipations de lademande se révèlent erronées, les entreprisessubissent les fluctuations de la demande. L’évo-lution des stocks devient alors involontaire etces derniers agissent comme un « tampon »entre la production et la demande.

La variation des stocks et la demande horsstocks présentant une tendance, il a été choisi derégresser leur ratio sur ses retards et sur le tauxde croissance de la demande finale hors stocks.Cette modélisation permet d’éviter les problè-mes d’hétéroscédasticité des résidus.

Les demandes de facteurs

Les fondements théoriques des demandes defacteurs correspondent à un comportement deminimisation des coûts des entreprises dont lafonction de production est une fonction Cobb-Douglas (cf. encadré). Comme précédemment,l’estimation économétrique se fait sous la formeMCE.

L’emploi

Les données brutes pour la série d’emploi pro-viennent d’Eurostat. Une désaisonnalisation parX11 a été effectuée. S’agissant du taux de chô-mage, il s’agit de celui de la base Eurostat, dis-ponible depuis 1993. Entre 1991 et 1993, lasérie a été rétropolée en utilisant les données despays.

La spécification de l’équation d’emploi à longterme découle simplement de la condition dupremier ordre dans la maximisation du profit del’entreprise en concurrence monopolistique.Ainsi, avec une fonction de production Cobb-Douglas, la part salariale est-elle fixée, en fonc-tion de

α

et de l’élasticité

η

de la demande debiens aux prix :

Cette condition du premier ordre constitue natu-rellement la force de rappel de l’équationd’emploi. À court terme, la demande de travails’ajuste graduellement aux fluctuations del’activité.

L’investissement

Les données Eurostat fournissent des sériesd’investissement, en valeur et en volume, tousproduits et agents confondus, ainsi qu’une sériede consommation de capital fixe en valeur.Cette série est obtenue par Eurostat par agréga-tion des séries nationales : elle incorpore doncune information utile, notamment pour le calculd’une série de capital (cf. encadré).

La statistique de capital étant reconstruite, lademande de capital des entreprises est abordéepar les données d’investissement. On a conju-gué la condition du premier ordre (CPO) dans lamaximisation du profit et la relation de longterme entre le capital et l’investissement décou-lant de l’équation d’accumulation :

Accumulation :

Le long terme de l’équation d’investissementest donc donné par :

La définition de

Ck/P

est donnée par le tauxd’intérêt réel à long terme, à la prime de risqueprès et au taux de déclassement près. La spécifi-cation en niveau plutôt qu’en logarithme permetde s’affranchir des problèmes liés à la possibi-lité d’avoir des taux d’intérêt négatifs et de nepas utiliser des approximations pour les termesde prime de risque et de taux de déclassement.

À court terme, l’équation d’investissementincorpore, en outre, un fort effet d’accélérateur :l’investissement apparaît donc comme unamplificateur du cycle de demande en réagis-sant fortement à la croissance du PIB.

La boucle prix-salaires

Les prix de valeur ajoutée

Les prix sont fixés par les entreprises en mêmetemps que leurs demandes de facteurs, sans

8


Encadré

LA FONCTION DE PRODUCTION COBB-DOUGLAS

À titre de référence, on a retenu une fonction de production de type Cobb-Douglas :

avec :

y

le logarithme de la valeur ajoutée au coût des facteurs

l

le logarithme de l’emploi

k

, le logarithme du stock de capital en volume

t

, une tendance linéaire déterministe

Dans une telle spécification, l’élasticité de substitution entre le capital et le travail est égale à 1 et le progrès tech-nique est neutre. Ce dernier est modélisé simplement par une tendance linéaire déterministe.

Eurostat dispose uniquement de données sur l’investissement (

I

t

) et la consommation de capital fixe (

δ

t

.

K

t

–1

) maisnon de série de capital. Pour calculer le stock de capital en volume, on utilise le modèle d’accumulation :

Reconstruire une série de capital fixe

En utilisant l’investissement et la consommation de capital fixe, déflatés par le prix d’investissement, l’équation per-met de retrouver une série de capital dès lors qu’on se donne un point de la série. Ceci revient aussi à se donnerle taux de déclassement à une date donnée, par exemple en 1991T1, début des séries Eurostat.

Pour ce faire, on considère le modèle d’accumulation en régime stationnaire. Dans un tel régime, l’investissementet le stock de capital croissent comme le PIB, au taux

g

, de sorte que :

On en déduit le taux de déclassement en fonction de la consommation de capital fixe et de l’investissement :

Si le taux de croissance moyen de l’économie est estimé à 2,5 %, on déduit que le taux de déclassement est de0,9 % en 1991T1, et augmente tendanciellement durant la décennie pour atteindre 1,3 % en 2001T3. Ceci corres-pond au fait stylisé selon lequel le taux de déclassement s’est accru dans les années 1990, en raison de l’utilisationde plus en plus grande des matériels de haute technologie, à déclassement rapide.

La série de capital reconstruite à partir du point de départ de 1991T1 conserve la propriété de croissance du tauxde déclassement durant la décennie 1990 (1).

L’équation précédente a été estimée en corrigeant l’autocorrélation des résidus par la méthode de Cochrane-Orcutt et le logarithme du taux d’utilisation des capacités a été ajouté.

Cette estimation permet de retenir les valeurs de

α

et de

γ

pour la suite. Cependant, cette équation ne fait pas par-tie, sous cette forme, des équations du modèle.

1. Dans son modèle, la BCE retient un taux de déclassement de 1 %, constant sur toute la décennie.

�


9

assurer instantanément l’équilibre sur le marchédes biens : la « frontière des prix des facteurs »habituelle n’est pas explicitement la force derappel dans les prix. On fait plutôt l’hypothèseque les entreprises évaluent leurs coûts du tra-vail de long terme en fonction du salaire et de laproductivité du travail de long terme et ajusteleur taux de marge avec les déséquilibres cons-tatés sur le marché des biens. Le déséquilibresur ce dernier est retracé par le taux d’utilisationdes capacités de production (TUC), dont lecoefficient a pu être contraint à (1 -

α

)/

α

(cf. estimation) :

L’équation des prix de valeur ajoutée est baséesur cette force de rappel et comporte une sous-indexation à court terme sur l’inflation salariale.Un effet négatif des prix d’importation apparaîtégalement à court terme, comme c’est souventle cas pour les prix de valeur ajoutée : ceci signi-fie qu’à court terme, les entrepreneurs ne réper-cutent pas instantanément les évolutions de prixdes consommations intermédiaires sur leursprix de ventes (Morin, 1988).

Le taux d’utilisation des capacités de productionrésulte de l’écart entre la productivité apparentedu capital et son niveau potentiel :

(

π

K

,

la productivité potentielle du capital).

En supposant

π

K

constante, la condition du pre-mier ordre sur la demande de capital permet derelier le TUC au coût du capital. On obtient enlogarithme dans une expression où les constan-tes sont omises :

Compte tenu de la relation de long terme del’équation de prix de valeur ajouté, on aboutit àla frontière des prix des facteurs :

Les salaires

Deux options sont possibles pour la modélisa-tion des salaires.

Une spécification particulière de la fonction CES

La fonction Cobb-Douglas est une spécification particulière de la fonction CES, qui prend la forme suivante (pourun progrès technique neutre) :

(

σ

= 1/(1 +

ρ

) est l’élasticité de substitution entre

L

et

K

)

Lorsque

σ

tend vers l’unité, la CES tend vers la Cobb-Douglas. En effet, en utilisant un développement limité de laspécification CES, aux alentours de la spécification Cobb-Douglas (c’est-à-dire autour de

σ

= 1 et

ρ

= 0), on a(Kmenta, 1967) :

On vérifie ainsi que la spécification Cobb-Douglas retenue n’est pas rejetée par les données par rapport à une spé-cification moins contraignante telle qu’une spécification CES. En effet, le coefficient

ρ

.

α

.(1 -

α

) n’est pas significatifdans la régression suivante (2) :

2. Dans cette régression, on constate que la dimension de

K

(ou de

L

) change le résultat d’estimation de

α

et de la constante, maispas des autres coefficients, ni des écarts-types. Dans la régression présentée, on a multiplié

K

par un coefficient pour retrouver

α

= 0,40 comme précédemment.

Encadré (suite)

10


• Cas 1 (Phillips) : la première est celle d’unecourbe de Phillips, qui relie à long terme lesévolutions du salaire réel au taux de chômage.

À court terme, l’indexation des salaires sur lesprix de la consommation n’est pas instantanée.

• Cas 2 (WS) : dans une seconde option, lessalaires sont modélisés par une courbe WS,comme il ressort de modèles de négociationssalariales par exemple. La courbe de salaires estidentifiée (par rapport à celle des prix) parl’introduction de variables de « coins » (

wedge

:termes de l’échange et coin fiscal) :

À court terme, l’indexation des salaires sur lesprix à la consommation est quasi unitaire.

Le NAIRU et le potentiel de l’économie

Le taux de chômage d’équilibre (NAIRU)découle du rapprochement des équations de longterme de frontière des prix des facteurs et desalaires (abstraction faite des éléments dynami-ques qui peuvent marginalement altérer le résul-tat). On distingue alors les deux cas suivants.

• Cas 1 (Phillips) : le Nairu découle directe-ment de l’équation de salaires et de l’équationde prix prise en différence première. Le chô-mage structurel de l’économie ne peut être dura-blement modifié dans le modèle que par unerupture dans le taux de croissance de la produc-tivité ou encore une dérive permanente des ter-mes de l’échange :

• Cas 2(WS) : le rapprochement des équationsde long terme de salaires et de frontière des prixdes facteurs (abstraction faite des élémentsdynamiques qui peuvent marginalement altérerle résultat (Bonnet et Mahfouz, 1996)) fontapparaître de nouveaux déterminants du chô-mage structurel : désormais, un déplacement ducoût du capital, du coin fiscalo-social ou des ter-mes de l’échange intérieur affecte le NAIRU.

Le potentiel de l’économie peut facilement êtrecalculé à partir de la condition de premier ordresur le travail et la frontière des prix des facteurs.La croissance de l’offre potentielle s’obtientcomme la somme des variations de ressourcesen main-d’œuvre et des gains de pouvoird’achat. Ces derniers résultent (via la frontièredes prix des facteurs) des évolutions de l’effi-cience du travail et du coût du capital :

Au premier ordre, l’emploi potentiel résulte dela croissance de la population active et des évo-lutions du chômage structurel. Des « effets deflexion » sont susceptibles de relier ces deuxvariables. Ainsi, on peut supposer que le tauxd’activité

t

a

dépend négativement du taux dechômage à long terme :

La population active est alors une moyenne géo-métrique de l’emploi et de la population en âgede travailler (pop1564). Ce phénomène amplifieles effets sur l’offre potentielle de toute mesureaffectant le NAIRU.

Les prix de demande et le bouclage du modèle

Pour l’équilibre en valeur, il reste à déterminerles prix de consommation, d’investissement etdes stocks.

Les prix de consommation et d’investissementsont, à long terme, une moyenne géométriquedes prix intérieurs (valeur ajoutée) et des prixextérieurs (d’importation). Faute de données surla TVA par produit, on a considéré que les taxessur les produits portaient uniquement sur la con-sommation. Ainsi, pour les prix à la consomma-tion, on a ajouté cet effet des taxes. Ne disposantde données pour ces dernières que depuis 1996,il était difficile d’estimer leur effet : c’est pour-quoi, on a imposé à l’unité les élasticités du prixde consommation, aussi bien à court terme qu’àlong terme. En pratique, l’introduction des taxesa permis d’obtenir une équation raisonnable.Sans l’effet des taxes, il fallait ajouter une ten-dance. Les prix des variations de stocks sont,quant à eux, déterminés par soldes de l’équilibreemplois/ressources de biens et services envaleur.


11

En matière de finances publiques, Eurostat dis-pose de données annuelles qui permettent dereconstituer le tableau emploi-ressource desadministrations publiques (APU) de 1995 à2000 (6) et l’évolution de l’encours de la dettepublique de 1991 à 2001. L’encours de la detteretenu dans la base de données, recalculé à partirde l’évolution de la capacité de financement del’État (7), est très proche de la série fournie parEurostat. Après la constuction d’un cadrecomptable annuel cohérent de 1995 à 2000, on aprocédé à sa trimestrialisation par la méthode deChow-Lin (cf. annexe 4).

Dans la décomposition retenue pour la modéli-sation, les ressources des APU se partagent entaxes directes sur la production et les importa-tions, taxes sur le revenu et la propriété ; lesdépenses correspondent aux contributionssociales, aux dépenses en charge d’intérêts, auxprestations sociales, à la consommation et àl’investissement public. Quelques postes secon-daires permettent de reconstruire le compte deproduction des APU (EBE et subventionsd’exploitation) ou les autres postes du comptede revenu (autres transferts, autres dépensescourantes en capital).

Dans cet article, aucune rétroaction macroéco-nomique des finances publiques n’a été considé-rée dans la modélisation (sauf éventuellementsur les taux longs). Pourtant, ceci estenvisageable : à titre d’exemple, on peut incor-porer une règle d’évolution des taux de taxationdes APU suivant la valeur du déficit rapporté auPIB. Un ratio déficit sur PIB supérieur à 3 %entraîne

ex post

une hausse des taux d’imposi-tion sur le revenu et sur la production, et destaux de cotisations sociales, de manière à rame-ner le ratio en dessous de 3 %. En revanche, unexcédent budgétaire engendre une baisse destaux d’imposition.

S’agissant des variables financières, la modéli-sation économétrique concerne les taux d’inté-rêt à long terme uniquement. L’absenced’opportunité d’arbitrage conduit à considérerque les taux longs sont la somme des taux courtsfuturs anticipés, à laquelle s’ajoute une prime derisque. Dans le contexte d’une politique moné-taire crédible pour lutter contre l’inflation, lestaux courts réagissent à l’inflation anticipée. Siles agents sont rationnels et possèdent la mêmeinformation que l’économètre, on pourraits’appuyer sur le modèle pour en extraire cesanticipations d’inflation et de taux d’intérêtmonétaire. Plus simplement, on peut considérerque les agents ont en tête un modèle plus simple

de l’économie, dans lequel le niveau de tauxcourts réels est un indicateur des pressions infla-tionnistes futures. (6) (7)

Les taux courts se déduisent des taux d’intérêtréels supposés constants. On peut aussi envisa-ger l’utilisation d’une règle de politique moné-taire, de type règle de Taylor. Le taux de changeest exogène ou bien s’obtient par l’absenced’opportunité d’arbitrage conduisant à la paritéde taux d’intérêt non couverte (fonctionnementen anticipations rationnelles).

Les variantes analytiques avec une spécification Phillips

a performance et la pertinence économiquedu modèle macroéconométrique développé

ici ne se jugent pas seulement au regard de laqualité des ajustements économétriques deséquations comportementales et des choix théo-riques retenus. L’analyse des propriétés varian-tielles et l’aptitude du modèle à retracer desexpériences économiques élémentaires consti-tuent une étape importante de sa validation. Onprésente ainsi un jeu de simulations boucléespermettant d’illustrer les propriétés globales dumodèle dans le cas (1) (Phillips). Ces simula-tions doivent être interprétées comme desvariantes « analytiques ». Elles décrivent laréponse de l’économie à une modification del’une des variables exogènes du modèle, lesautres variables exogènes étant supposéesinchangées. Il faut utiliser ces résultats avec pré-caution si l’on souhaite construire des scénariosmacroéconomiques réalistes. Toutefois, la com-binaison des résultats des simulations présen-tées ci-dessous fournit une grille d’évaluation,en première approximation, de l’impact sur lazone euro des politiques économiques et de laplupart des chocs conjoncturels.

Les variantes couvrent quatre grands types dechocs :

- les chocs budgétaires et fiscaux : hausse de lademande publique, hausse du taux d’impositionsur le revenu ;

6. En revanche, pour la période 1991-1994, Eurostat ne publieque des données en ancienne base qui n’ont pas été rétropolées.La construction du compte de l’État avant 1995 n’a pas été entre-prise pour l’instant mais pourrait être en partie réalisée au moyende clefs sur les postes correspondants dans le compte desménages ou de l’agrégation de statistiques au niveau étatique del’OCDE.7. En utilisant avant 1994 les ratios déficit/PIB fournis par laCommission européenne.

L

12


- les chocs extérieurs : hausse de la demandemondiale, augmentation des prix énergétiques ;

- les chocs « d’offre » : hausse des salaires,hausse de la productivité, redressement de lapopulation active ;

- les chocs financiers : dépréciation du taux dechange, variation des taux d’intérêt.

Dans un premier temps, l’ensemble de ces simu-lations, à l’exception des variantes de change etde taux d’intérêt, sont effectuées à taux d’intérêtréel et taux de change nominal constant. Sousces hypothèses, les simulations illustrent leseffets de bouclage entre le partage des revenuset les comportements de demande d’une part,puis la rapidité d’ajustement de la boucle prix-salaires et les effets d’offre d’autre part.

Ensuite, on introduit différentes règles de politi-que monétaire afin de caractériser le comporte-ment de la BCE. Le taux de change nominaldevient endogène et dépend des différences derendement entre les placements monétaires dansla zone euro et à l’étranger. Le taux de changeest alors une variable «

forward looking

». Unerésolution du modèle en anticipations rationnel-les devient nécessaire.

Chocs budgétaires et fiscaux

Hausse de la consommation publique de 1 point de PIB

La hausse des dépenses publiques a un effetexpansionniste et inflationniste à court-moyenterme. Les prix étant relativement rigides à trèscourt terme, la progression du PIB résulte prin-cipalement des évolutions en volume. Laréponse de l’activité est inférieure à l’unité dèsla première année : la forte réaction de l’inves-tissement par un effet « d’accélérateur » et ledynamisme de la consommation des ménages,soutenue par la hausse de l’emploi et de légersgains de pouvoir d’achat, sont, en partie, com-pensés par la progression plus que proportion-nelle des importations.

Au bout de quelques années, la stabilisation dela demande passe principalement par la haussedes prix. L’ajustement graduel de l’emploi àl’activité et la hausse des salaires due à la réduc-tion du chômage conduisent à une augmentationdes coûts salariaux unitaires au bout d’un an. Lapoussée inflationniste est alors entretenue pardes comportements d’indexation. Le surcroît de

prix à la consommation atteint, en fin decompte, plus de deux points la troisième année.

À long terme, il ne subsiste plus d’effet expan-sionniste et le taux de chômage revient à sonniveau de référence.

Hausse de 1 point du taux d’imposition sur le revenu

Cette variante consiste en une augmentation de1 point du taux apparent de l’impôt sur lerevenu, correspondant à une hausse

ex ante

desrecettes fiscales de l’ordre de 0,75 point de PIB.

À court terme, la hausse du taux moyen d’impo-sition sur le revenu dégrade la demande et lesprix baissent. La consommation est pénaliséepar la détérioration du revenu disponible desménages. La baisse de l’investissement vientamplifier ce mouvement. La diminution del’activité se monte à 0,4 point de PIB la pre-mière année et atteint plus d’un demi-point dePIB la deuxième.

Chocs extérieurs

Hausse de 1 % de la demande mondiale

Cette variante est assimilable à un choc dedemande pur. À court terme, la hausse de lademande mondiale entraîne un accroissementdes exportations qui induit à son tour une haussede l’activité, et donc une expansion de lademande intérieure et de l’emploi. Au total, lechoc conduit à un relèvement de l’activitéd’environ un quart de point à l’horizon d’un an.

La décrue du chômage et les tensions sur lescapacités de production conduisent rapidementà une augmentation des salaires et des prix deproduction. La spirale inflationniste entraîneune éviction progressive de la demande. Lespertes de compétitivité, notamment, stimulentles importations et freinent les exportations.

À long terme, l’effet expansionniste s’annulecomplètement avec le retour du chômage à sonniveau d’équilibre.

Augmentation de 10 % du prix des matières premières

À court terme, le choc sur les matières premiè-res (dont le pétrole) conduit à une hausse desprix à la consommation et dégrade ainsi la


13

consommation des ménages. Les effets desecond tour liés à l’indexation des salaires surles prix à la consommation et le surajustementde l’investissement au repli de l’activité ren-force l’effet dépressif. L’impact sur le PIB aubout de deux ans avoisine 0,1 point de PIB. Àmoyen-long terme, la hausse du chômage amor-tit peu à peu l’évolution des salaires, ce quilimite l’augmentation des coûts des entrepriseset enraye la spirale inflationniste.

Chocs « d’offre »

Hausse de 1 % des salaires

ex ante

Ce choc salarial consiste en une hausse de 1 %des salaires par tête par rapport à l’évolutionsuggérée par l’équation et les déterminantshabituels. La hausse des salaires se diffuse trèsrapidement dans les prix de valeur ajoutée et lesprix de consommation. Le renchérissement ducoût du travail est défavorable à l’emploi. Labaisse d’activité est conséquente à très courtterme. La réduction du PIB en fin de deuxièmeannée se monte à 0,5 point de PIB. Toutes lescomposantes de la demande connaissent desdiminutions plus sévères au bout de quelquesannées. La hausse du chômage et la déprime dela demande viennent progressivement limiter laspirale inflationniste.

À long terme, le choc n’a pas d’impact surl’économie.

Hausse de 1 % de l’efficience du travail

À court terme, la demande en volume n’étantque peu affectée par l’efficience du travail, lameilleure productivité des travailleurs se traduitpar un léger un recul de l’emploi. L’impact surle PIB est à peine positif la première année. Parla suite, la baisse des coûts salariaux unitairesest répercutée par les entreprises sur leur prix devente. La hausse de l’efficience devient alorsnettement expansionniste au bout de 3 ou 4 ans :le pouvoir d’achat du revenu des ménages,pénalisé par le recul de l’emploi à court terme,bénéficie

in fine

de la hausse progressive dusalaire réel.

À long terme, le choc de productivité de longterme du travail en tant que tel n’affecte pas leniveau du chômage structurel. L’activité aug-mente finalement de 1 point et les gains deproductivité sont récupérés par les salariéssous forme de salaire réel.

Hausse de 1 % de la population active

À court terme, la hausse de la population activese répercute presque totalement sur le taux dechômage qui progresse d’environ 1 point. Laconsommation est déprimée par la hausse sou-daine du chômage et l’emploi se dégrade. Lessalaires subissent, en outre, des pressions à labaisse qui se répandent rapidement aux prix dela valeur ajoutée et aux prix de consommation.À mesure que le salaire réel s’améliore,l’emploi se redresse, entraînant la consomma-tion et l’activité. À la fin de la deuxième année,le PIB est près d’un demi-point plus élevé queson niveau de référence.

À long terme, la hausse de la population activen’affecte pas le taux de chômage. L’augmenta-tion du potentiel d’offre est de près de 1 point dePIB à cet horizon.

Chocs financiers

Dépréciation de 10 % du taux de change nominal

Cette variante constitue un choc purementnominal dont les effets à long terme sont neutressur l’économie réelle. Les prix s’indexent pro-portionnellement de façon à laisser inchangé

in fine

le taux de change réel.

À court terme, la dépréciation du taux de changenominal améliore la compétitivité des produc-teurs européens sur le marché intérieur commesur les marchés à l’exportation. La balance desbiens et services suit une courbe en « J » : ladétérioration des termes de l’échange induit, àcourt terme, une dégradation du solde quis’améliore ensuite progressivement sous l’effetdes gains de compétitivité-prix. La consomma-tion réagit positivement à la dépréciation endépit de l’inflation importée : les comporte-ments d’indexation limitant la baisse du salaireréel (mesuré par rapport aux prix à la consom-mation), la hausse de l’emploi vient soutenir lerevenu disponible des ménages. Au total,l’impact de la dépréciation sur l’activité semonte à moins de 1 point de PIB sur les deuxpremières années.

La diffusion de l’inflation importée dans la bou-cle prix-salaires vient ensuite limiter l’effet de« report de demande » induit par la déprécia-tion. Au bout d’une dizaine d’années, la conver-gence nominale est quasiment achevée et lesvolumes retrouvent leur niveau de référence.

14


Hausse de 100 points de base des taux d’intérêt nominaux

Cette variante correspond à une hausse de100 points de base des taux d’intérêt nominauxde court et long terme.

L’augmentation des taux a un effet dépressif surla demande. Les prix étant relativement rigidesà court terme, la consommation et l’investisse-ment subissent initialement l’augmentation destaux réels. Le PIB recule ainsi de près de deuxtiers de point de PIB au bout de deux ans.

La baisse des taux d’utilisation des capacitésde production et la hausse du chômage entraî-nent une diminution des prix de valeur ajoutéeet des salaires. Par suite, une spirale déflation-niste s’enclenche. À la fin de la deuxièmeannée, les prix à la consommation diminuentde 0,4 point.

À long terme, le potentiel d’offre est amoindripar la baisse de l’intensité capitalistique d’équi-libre. L’augmentation du coût réel du capitalconduit, via la frontière des prix des facteurs, àune baisse du salaire réel à cet horizon. Ainsi, lePIB se dégrade de 0,8 point environ tandis quele chômage revient à son niveau d’équilibre.

Règles de politique monétaire et taux de change nominal endogène

En modélisation macroéconomique appliquée,le comportement de la Banque centrale estgénéralement décrit par une fonction de réactionreliant le taux d’intérêt nominal de court termeaux objectifs économiques de l’autorité moné-taire. Un premier exemple de fonction de réac-tion est la règle de Taylor :

(Taylor)

Elle suppose que le taux d’intérêt réel s’ajusteaux déviations de l’inflation par rapport à sonsentier stationnaire et au creusement de l’

outputgap

. Lorsque l’activité est à son potentiel et quel’inflation est stabilisée, le taux d’intérêt réel estégal au taux réel neutre de l’économie.

À titre illustratif, on peut également utiliser desrègles estimées sur les données agrégées de lazone euro et publiées dans un document de tra-vail de la BCE (Gerdesmeier et Roffia, 2003).Afin de rendre la fonction de réaction de la Ban-que centrale plus réaliste, les spécifications éco-

nométriques incorporent un terme de retard surl’instrument et des anticipations sur les objec-tifs. Dans les simulations, on a donc retenu deuxrègles supplémentaires données par :

(Taylor inertie)

(Taylor anticipée)

Les diverses fonctions de réaction supposentque l’instrument de l’autorité monétaire est letaux d’intérêt interbancaire à trois mois. Toute-fois, c’est bien l’ensemble de la courbe des tauxqui affecte l’économie réelle. Aussi, des hypo-thèses doivent être faites sur la diffusion desimpulsions monétaires sur la partie longue de lacourbe. La structure par terme des taux d’intérêtsuggèrerait de décrire les taux longs comme lasomme des taux courts anticipés (à une prime derisque près). Cela permettrait d’enrichir le blocfinancier du modèle. On a pourtant préférél’hypothèse d’une répercussion complète destaux courts sur les taux longs car il est économé-triquement difficile de mettre en évidence avecrobustesse des canaux de transmission différen-ciés de ces deux variables sur les grands agré-gats économiques.

Enfin, le taux de change nominal est déterminépar la parité des taux d’intérêt non couverte :

Une hausse relative du taux d’intérêt européenlaisse anticiper une dépréciation du taux dechange afin de compenser les détenteurs d’actifsétrangers d’un moindre rendement nominal. Lesjustifications empiriques de cette relation sontcertes très controversées. Toutefois, elle repré-sente une description analytique du comporte-ment du taux de change nominal qui illustrel’importance des anticipations dans la détermi-nation des fluctuations de court terme.

Trois jeux de simulations illustratives ont étéréalisés sous ces hypothèses. On a considérél’effet d’une hausse temporaire de la producti-vité globale des facteurs (PGF) (choc d’offre),de la demande mondiale (choc de demande) etdes taux d’intérêt nominaux (choc financier).


15

Réponse du taux de change nominal

Dans le modèle, le rôle du taux de changenominal est de faciliter un ajustement des prixrelatifs conduisant à une inflation stable et à unsentier de demande proche du potentiel. Leschocs appellent une réponse des termes del’échange et de la compétitivité des produitsnationaux. Si les prix étaient complètementflexibles, ces trajectoires pourraient être décri-tes par les prix nationaux et le taux de changeresterait constant. Toutefois, la rigidité des prixet l’arbitrage inflation/chômage à court termerendent coûteux l’ajustement par les inflationsnationales. Ainsi, une politique monétaireadaptée consisterait à maintenir le niveau desprix, fermer complètement l’

output gap

et lais-ser au taux de change nominal l’ajustementrequis des prix relatifs.

Une hausse de la PGF implique, dans une éco-nomie flexible, une hausse de potentiel et unedépréciation du taux de change réel, la baisserelative du prix des biens nationaux permettantà l’économie d’atteindre son potentiel. Onobtient effectivement une dépréciation du tauxde change nominal à court terme, ce qui permetd’améliorer la compétitivité et de soutenir lademande tout en limitant le ralentissement del’inflation. Dans le cas d’une hausse temporairede la demande mondiale, le choc appelle, dansune économie à prix flexibles, une dégradationde la compétitivité-prix qui est, pour une partie,obtenue par une appréciation du taux de changenominal.

Une deuxième propriété des réactions du tauxde change est l’«

overshooting

» : le taux dechange nominal sur-ajuste à court terme sonniveau de long terme. Théoriquement, cet effetn’est pas systématiquement obtenu mais l’apti-tude du modèle à en rendre compte est relative-ment satisfaisante. Ainsi, on observe qu’unebaisse temporaire des taux d’intérêt entraîne uneforte dépréciation du taux de change à l’impactpuis une appréciation progressive.

Propriétés stabilisatrices des différentes fonctions de réaction

Avec des règles de Taylor, l’inflation est sta-tionnaire et les prix sont intégrés d’ordre 1 : leschocs temporaires n’ont pas d’effet durable surl’inflation et sur les prix relatifs mais affectentle niveau des prix à long terme. C’est pourquoiil est indispensable de réécrire le modèle envolume, prix relatifs et taux d’inflation, pour le

simuler en anticipations rationnelles. En outre,le partage entre l’ajustement du change et desdifférentiels d’inflation ne peut être déterminé

a priori

.

La comparaison de l’impact macroéconomiquedes chocs suivant les différentes fonctions deréactions appelle plusieurs types de remarques.Tout d’abord, l’ampleur de la stabilisation con-joncturelle procurée par les règles de Taylorusuelles est relativement modeste. Sur l’infla-tion et l’activité, l’amortissement des effets deschocs de PGF ou de demande mondiale nedépasse pas les 30 %. Cette propriété tient auxspécifications des fonctions de réaction et neprésage en rien du potentiel de stabilisation despolitiques « optimales ». En outre, l’inertie dansl’ajustement de l’instrument de la Banque cen-trale dégrade l’efficacité de la stabilisationmonétaire. Un terme autorégressif dans la fonc-tion de réaction n’est vraisemblablement pasune caractéristique de la règle optimale dans lemodèle. Enfin, l’anticipation de l’inflation parla Banque centrale conduit à un ajustementmonétaire moins heurté et entraîne une volatilitémoindre des agrégats macroéconomiques.

** *

Le modèle présenté constitue une base, déjà suf-fisamment riche pour la prévision et l’analyseéconomique au niveau de la zone euro. Les rela-tivement bonnes performances en prévision per-mettent d’envisager une utilisation opération-nelle du modèle, tel qu’il est exposé dans la notede conjoncture de l’Insee de mars 2003, avecl’objectif de compléter les instruments existantspour la prévision zone euro. Par ailleurs, lesbonnes propriétés variantielles du modèle auto-risent aussi une utilisation pour l’étude de scé-narios contrefactuels et de scénarios de politi-que économique.

Néanmoins, un certain nombre de pistesd’extension peuvent d’ores et déjà être envisa-gées comme l’amélioration d’un bloc d’échan-ges extérieurs séparant les biens et les serviceslorsque des données sur les échanges de servi-ces, au sens de la comptabilité nationale notam-ment, seront rendues disponibles par Eurostat.La prise en compte d’effets financiers plusdéveloppés, par exemple un effet richesse pourla consommation des ménages, ferait égalementprogresser le modèle. Ceci nécessiterait, cepen-dant, de disposer d’une série de patrimoine desménages, ce qui n’est pas encore le casaujourd’hui.

■

16


Les auteurs remercient Gilbert Cette, Jean-Paul Depecker, Eric Dubois, Stéphane Grégoir, JéromeHenry, Guy Laroque, Selma Mahfouz, Guy de Monchy, Pierre Morin, Jean-Louis Nakamura, Jean-Luc Tavernier et Jean-Pierre Villetelle, pour leurs remarques tout au long de ce travail ainsi que lesparticipants aux différents séminaires de la Direction de la Prévision, de l’Insee et de la Banque deFrance pour leurs nombreux commentaires. Les erreurs qui pourraient demeurer relèvent de la seuleresponsabilité des auteurs.

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17

PRÉSENTATION DES VARIABLES ET DE LEUR SOURCE

On utilise les notations et les conventions usuelles pour la définition des variables. En particulier, les noms en minusculereprésente, sauf exception, des logarithmes. La plupart des agrégats et en particulier les composants du PIB sont envolume.

Symbole Nom Source

c

Consommation des ménages Eurostat

csu

Coût salarial unitaire (index) Eurostat

δ

Taux de déclassement du capital Constant, calculé à partir d’Eurostat

df

Demande finale Calculée

dihs

Demande interne hors stocks Calculée

e

Taux de change Eurostat

G

Consommation publique (niveau) Eurostat

rdb

Revenu disponible brut en valeur Calculé à partir d’Eurostat (cf. annexe 4)

pgf

Productivité général des facteurs Calculée

i

Investissement Eurostat

k

Capital Calculé à partir Eurostat

l

Emploi Eurostat

ls

Population active Eurostat

m

Importations en biens Eurostat

p

Prix de la valeur ajoutée Eurostat

p

$* Prix des exportations étrangères Calculés

pc

Prix de la consommation Eurostat

pi

Prix de l’investissement Eurostat

pm

Prix des importations en biens Eurostat

pmhe

Prix des importations hors énergie Calculés

pop

1564 Population en âge de travailler Eurostat

px

Prix des exportations en biens Eurostat

r

10

a

Taux d’intérêt à long terme (point) Banque centrale européenne,

Bulletin de la BCE

r

3

m

Taux d’intérêt à court terme (point) Banque centrale européenne,

Bulletin de la BCE

∆

S

Variations de stocks (niveau) Eurostat

t

Trend, égal à 1990 en T1 1990

tuc Taux d’utilisation des capacités (index) Eurostat

TAXE TVA Calculée en utilisant des données Eurostat

u Taux de chômage (%) Eurostat

u* Nairu Calculé

w Salaires Eurostat

dm* Demande mondiale Calculée

wedge Coin fiscalo-social (index) Calculé à partit d’Eurostat.

x Exportations en biens Eurostat

y Valeur ajoutée Eurostat

ANNEXE 1

18 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 367, 2003

ÉQUATIONS ÉCONOMÉTRIQUES DU MODÈLE

Consommation

Variations de stocks

Exportations de biens (extra zone)

Importations de biens (extra zone)

Investissement

ANNEXE 2

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 367, 2003 19

Emploi

Population active

TUC

Prix de valeur ajoutée

Remarque : non contrainte pour le coefficient du TUC, l’équation estimée est la suivante :

L’hypothèse que le coefficient du TUC puisse être contraint à (1 - α)/α = 0,66 n’est pas rejetée par les données.

Salaires (super bruts) : cas 1 (Phillips)


Salaires (super bruts) : cas 2 (WS)

Prix de consommation

Prix d’exportation (extra zone)

Prix d’importations hors énergie

Prix d’investissement

Taux d’intérêt à 10 ans


cd

Sx

mi

lls

tuc

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pc

px

pm

pi

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Pério

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11992T

11991T

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41992T

11992T

11994T

11992T

11996T

21992T

11991T

21992T

11992T

3

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42000T

42000T

42001T

32000T

42001T

32000T

42000T

42000T

42000T

42000T

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42001T

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CAHIER DE VARIANTES AVEC SPÉCIFICATION PHILLIPS

Les tableaux ci-dessous présentent, à un horizon donné (en trimestres), le pourcentage d’écart entre la variante ana-lytique et le compte central.

A1 – Hausse de la consommation publique de 1 % du PIB

A2 – Hausse de 1 point du taux d’imposition sur le revenu

TrimestresLong terme

1 2 3 4 8 12 20

PIB 0,89 0,83 0,82 0,93 0,91 0,79 0,53 0,00

Consommation 0,26 0,36 0,50 0,61 0,55 0,37 0,25 1,28

Investissement 2,10 1,74 1,55 1,68 1,18 0,78 0,32 0,00

Exportations 0,00 0,00 0,03 0,04 - 0,02 - 0,28 - 0,62 - 2,12

Importations 3,09 4,38 4,04 3,96 2,99 2,22 2,26 5,98

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 0,23 0,09 0,09 0,02 - 0,01 - 0,01 0,00

Prix de la valeur ajoutée 0,00 0,07 0,23 0,51 1,70 2,59 4,21 14,44

Prix à la consommation 0,00 0,06 0,20 0,43 1,49 2,30 3,77 12,99

Salaires 0,01 0,07 0,21 0,47 1,79 2,91 4,76 14,45

Coûts salariaux unitaires - 0,73 - 0,45 - 0,21 0,02 1,55 2,74 4,50 14,44

Taux de chômage (en point) - 0,04 - 0,12 - 0,22 - 0,30 - 0,45 - 0,40 - 0,17 0,00

Emplois 0,15 0,30 0,40 0,48 0,67 0,62 0,28 0,00

Population active 0,10 0,17 0,16 0,15 0,18 0,18 0,04 0,00

Solde des biens et services (en point de PIB) - 0,71 - 1,02 - 0,95 - 0,94 - 0,69 - 0,39 - 0,26 - 0,60


1 2 3 4 8 12 20

PIB - 0,22 - 0,23 - 0,29 - 0,36 - 0,49 - 0,51 - 0,42 0,00

Consommation - 0,48 - 0,54 - 0,73 - 0,86 - 1,19 - 1,29 - 1,32 - 1,99

Investissement - 0,52 - 0,48 - 0,59 - 0,69 - 0,75 - 0,64 - 0,37 0,00

Exportations 0,00 0,00 - 0,01 - 0,01 - 0,01 0,09 0,31 1,45

Importations - 0,76 - 1,13 - 1,31 - 1,52 - 1,78 - 1,63 - 1,51 - 3,81

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 - 0,06 - 0,03 - 0,04 - 0,03 - 0,01 0,00 0,00

Prix de la valeur ajoutée 0,00 - 0,02 - 0,06 - 0,14 - 0,62 - 1,15 - 2,19 - 8,66

Prix à la consommation 0,00 - 0,02 - 0,05 - 0,12 - 0,54 - 1,02 - 1,96 - 7,87

Salaires 0,00 - 0,02 - 0,06 - 0,13 - 0,63 - 1,26 - 2,46 - 8,66

Coûts salariaux unitaires 0,18 0,13 0,12 0,07 - 0,45 - 1,12 - 2,31 - 8,66

Taux de chômage (en point) 0,01 0,03 0,06 0,09 0,20 0,23 0,17 0,00

Emplois - 0,04 - 0,08 - 0,12 - 0,16 - 0,31 - 0,37 - 0,27 0,00

Population active - 0,03 - 0,05 - 0,05 - 0,06 - 0,09 - 0,11 - 0,06 0,00

Solde des biens et services (en point de PIB) 0,18 0,27 0,31 0,36 0,43 0,36 0,23 0,43

ANNEXE 3


A3 – Hausse de 1 % de la demande mondiale

A4 – Hausse de 10 % du prix des matières premières (dont pétrole)

A5 – Hausse de 1 % des salaires ex ante


1 2 3 4 8 12 20

PIB 0,19 0,16 0,18 0,22 0,26 0,25 0,18 0,00

Consommation 0,06 0,07 0,11 0,14 0,16 0,13 0,09 0,41

Investissement 0,45 0,34 0,36 0,42 0,38 0,28 0,13 0,00

Exportations 0,99 1,00 1,01 1,01 1,00 0,94 0,83 0,30

Importations 0,74 1,03 0,93 0,91 0,68 0,46 0,39 1,57

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 0,04 0,02 0,02 0,01 0,00 0,00 0,00



Salaires 0,00 0,01 0,04 0,10 0,41 0,74 1,33 4,44

Coûts salariaux unitaires - 0,16 - 0,09 - 0,06 - 0,02 0,33 0,68 1,25 4,44

Taux de chômage (en point) - 0,01 - 0,03 - 0,05 - 0,06 - 0,12 - 0,12 - 0,07 0,00

Emplois 0,03 0,06 0,08 0,11 0,18 0,19 0,11 0,00


Solde des biens et services (en point de PIB) 0,06 - 0,01 0,01 0,02 0,07 0,16 0,23 0,16


1 2 3 4 8 12 20

PIB - 0,02 - 0,01 - 0,02 - 0,04 - 0,05 - 0,02 0,03 0,00

Consommation - 0,04 - 0,07 - 0,12 - 0,17 - 0,27 - 0,23 - 0,15 - 0,13

Investissement - 0,04 - 0,03 - 0,07 - 0,11 - 0,11 0,00 0,08 0,00

Exportations 0,00 0,00 0,00 - 0,01 - 0,04 - 0,05 - 0,03 - 0,09

Importations - 0,06 - 0,18 - 0,31 - 0,46 - 0,69 - 0,57 - 0,48 - 0,48

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 0,00 0,00 - 0,01 - 0,01 0,00 0,00 0,00

Prix de la valeur ajoutée - 0,01 0,06 0,11 0,15 0,21 0,22 0,28 0,57


Salaires 0,05 0,15 0,24 0,28 0,32 0,28 0,28 0,57

Coûts salariaux unitaires 0,06 0,14 0,22 0,26 0,25 0,19 0,22 0,57


Emplois - 0,01 - 0,02 - 0,04 - 0,06 - 0,11 - 0,11 - 0,03 0,00

Population active - 0,01 - 0,01 - 0,02 - 0,02 - 0,03 - 0,03 0,00 0,00

Solde des biens et services (en point de PIB) - 0,32 - 0,28 - 0,25 - 0,21 - 0,13 - 0,18 - 0,22 - 0,21


1 2 3 4 8 12 20

PIB - 0,11 - 0,22 - 0,30 - 0,38 - 0,46 - 0,34 - 0,08 0,00

Consommation 0,00 - 0,17 - 0,34 - 0,51 - 0,65 - 0,35 0,10 0,00

Investissement - 0,27 - 0,51 - 0,66 - 0,80 - 0,70 - 0,33 0,12 0,00

Exportations 0,00 0,00 - 0,05 - 0,12 - 0,34 - 0,27 - 0,08 0,00

Importations 0,27 0,02 - 0,33 - 0,66 - 0,69 0,16 0,76 0,00

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 - 0,01 - 0,03 - 0,03 - 0,02 0,01 0,02 0,00



Salaires 1,46 1,84 2,00 2,08 1,86 1,37 0,68 0,00

Coûts salariaux unitaires 1,47 1,83 1,95 2,00 1,58 0,99 0,46 0,00


Emplois - 0,10 - 0,23 - 0,35 - 0,46 - 0,74 - 0,72 - 0,30 0,00


Solde des biens et services (en point de PIB) - 0,07 0,02 0,14 0,25 0,34 0,06 - 0,19 0,00


A6 – Hausse de 1 % de la productivité du travail

A7 – Hausse de 1 % de la population active

A8 – Dépréciation de 10 % du taux de change


1 2 3 4 8 12 20

PIB 0,03 0,06 0,10 0,14 0,30 0,41 0,50 1,00

Consommation 0,00 0,02 0,05 0,11 0,32 0,40 0,36 - 0,12

Investissement 0,06 0,14 0,23 0,31 0,55 0,62 0,60 1,00

Exportations 0,00 0,00 0,01 0,02 0,14 0,27 0,38 1,49

Importations - 0,07 - 0,09 - 0,07 - 0,02 0,20 0,09 - 0,39 - 2,63

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 0,00 0,00 0,01 0,02 0,01 0,00 0,00

Prix de la valeur ajoutée - 0,18 - 0,39 - 0,60 - 0,79 - 1,41 - 1,86 - 2,55 - 8,87

Prix à la consommation - 0,15 - 0,33 - 0,51 - 0,69 - 1,25 - 1,67 - 2,30 - 8,07

Salaires - 0,11 - 0,28 - 0,46 - 0,63 - 1,21 - 1,60 - 2,14 - 7,96

Coûts salariaux unitaires - 0,14 - 0,35 - 0,56 - 0,78 - 1,46 - 1,90 - 2,51 - 8,87

Taux de chômage (en point) 0,00 0,00 0,01 0,00 - 0,03 - 0,06 - 0,07 0,00

Emplois - 0,01 - 0,01 - 0,01 0,00 0,05 0,10 0,12 0,00


Solde des biens et services (en point de PIB) 0,02 0,02 0,02 0,00 - 0,11 - 0,14 - 0,06 0,06


1 2 3 4 8 12 20

PIB - 0,69 - 0,27 - 0,22 - 0,16 0,33 0,64 0,75 1,00

Consommation - 1,52 - 0,83 - 0,82 - 0,57 0,33 0,81 0,72 - 0,12

Investissement - 1,61 - 0,45 - 0,29 - 0,13 0,86 1,18 0,89 1,00

Exportations 0,00 0,00 - 0,01 0,00 0,23 0,49 0,51 1,48

Importations - 2,43 - 2,25 - 1,40 - 1,03 0,69 1,06 - 0,22 - 2,62

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 - 0,18 0,02 - 0,02 0,05 0,04 0,00 0,00

Prix de la valeur ajoutée - 0,13 - 0,35 - 0,63 - 0,98 - 2,01 - 2,49 - 2,92 - 8,83

Prix à la consommation - 0,11 - 0,30 - 0,54 - 0,85 - 1,78 - 2,23 - 2,64 - 8,03

Salaires - 0,23 - 0,56 - 0,94 - 1,38 - 2,79 - 3,41 - 3,57 - 8,84

Coûts salariaux unitaires 0,36 - 0,43 - 0,82 - 1,25 - 2,71 - 3,15 - 2,98 - 8,83

Taux de chômage (en point) 1,00 1,03 0,99 0,94 0,54 0,08 - 0,32 0,00

Emplois - 0,10 - 0,13 - 0,09 - 0,03 0,40 0,91 1,36 1,00


Solde des biens et services (en point de PIB) 0,57 0,53 0,33 0,24 - 0,30 - 0,52 - 0,16 0,06


1 2 3 4 8 12 20

PIB 0,59 0,99 0,89 0,82 0,42 0,26 0,25 0,00

Consommation 0,07 0,13 0,08 - 0,02 - 0,78 - 1,04 - 0,73 0,00

Investissement 1,40 2,20 1,69 1,28 0,07 - 0,02 0,25 0,00

Exportations 0,00 1,87 1,87 1,69 1,27 0,96 0,90 0,00

Importations - 1,18 0,08 0,11 - 0,73 - 3,04 - 3,20 - 1,86 0,00

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 0,05 0,10 0,03 - 0,05 - 0,03 0,01 0,00

Prix de la valeur ajoutée - 0,01 0,24 0,60 1,05 2,70 3,34 4,34 10,00


Salaires 0,18 0,59 1,07 1,57 3,36 4,04 4,78 10,00

Coûts salariaux unitaires - 0,34 - 0,19 0,46 1,05 3,04 3,63 4,28 10,00

Taux de chômage (en point) - 0,02 - 0,07 - 0,15 - 0,20 - 0,10 0,10 0,14 0,00

Emplois 0,07 0,21 0,28 0,29 0,11 - 0,13 - 0,22 0,00

Population active 0,05 0,13 0,12 0,08 0,00 - 0,03 - 0,05 0,00

Solde des biens et services (en point de PIB) - 0,42 - 0,53 - 0,48 - 0,32 0,36 0,48 0,06 0,00


A9 – Hausse de 100 points de base des taux d’intérêt nominaux


1 2 3 4 8 12 20

PIB - 0,09 - 0,16 - 0,24 - 0,31 - 0,57 - 0,74 - 0,83 - 0,78

Consommation - 0,19 - 0,29 - 0,42 - 0,54 - 0,98 - 1,28 - 1,54 - 1,50

Investissement - 0,21 - 0,58 - 0,90 - 1,17 - 1,98 - 2,47 - 2,73 - 1,95

Exportations 0,00 0,00 0,00 - 0,01 - 0,01 0,05 0,32 0,34

Importations - 0,31 - 0,70 - 1,05 - 1,36 - 2,18 - 2,53 - 2,63 - 1,93

Variation des stocks (en point de PIB) 0,00 - 0,02 - 0,03 - 0,04 - 0,04 - 0,03 - 0,01 0,00

Prix de la valeur ajoutée 0,00 - 0,01 - 0,03 - 0,08 - 0,50 - 1,11 - 2,52 - 2,09

Prix à la consommation 0,00 - 0,01 - 0,03 - 0,07 - 0,43 - 0,98 - 2,25 - 1,89

Salaires 0,00 - 0,01 - 0,03 - 0,07 - 0,51 - 1,22 - 2,90 - 2,86

Coûts salariaux unitaires 0,07 0,11 0,13 0,12 - 0,25 - 0,95 - 2,60 - 2,09


Emplois - 0,01 - 0,04 - 0,08 - 0,12 - 0,32 - 0,47 - 0,53 0,00


Solde des biens et services (en point de PIB) 0,07 0,16 0,25 0,32 0,53 0,60 0,51 0,39


SIMULATIONS AVEC TAUX DE CHANGE NOMINAL ENDOGÈNE ET RÈGLES DE TAYLOR

Les simulations ci-dessous présentent la réponse dumodèle à un horizon donné (en trimestres). Pour chaquesimulation, les courbes décrivent les résultats avec lemodèle avec taux de change et taux d’intérêt exogènes(simulation « pure ») et ceux avec le taux de change

déterminé par une équation de parité non couverte et letaux d’intérêt déterminé par une règle de Taylor.

N.B. : les réponses sont trimestrielles et une hausse dutaux de change correspond à une dépréciation.

A – Hausse de 1 % de la demande mondiale pendant deux ans

ANNEXE 4

0,4

0,3

0,2

0,1

0

- 0,1

- 0,2

Inflation(écart au compte central)

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20

‘pure’ Taylor Taylor inertie Taylor anticipée

0,6

0,4

0,2

0

- 0,2

- 0,4

- 0,6

- 0,8

Variation du taux de change(écart au compte central)

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20

Taylor Taylor inertie Taylor anticipée

0,30,25

0,20,15

0,10,05

0- 0,05

- 0,1- 0,15

- 0,2

Activité(écart au compte central)

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


50

40

30

20

10

0

- 10

Taux d'intérêt(écart au compte central)

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20



B – Hausse de 1 % de la PGF pendant deux ans

C – Hausse ex ante de 100 points de base des taux d’intérêts pendant deux ans

0,8

0,6

0,4

0,2

0

- 0,2

- 0,4

- 0,6

- 0,8

- 1


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


2

1,5

1

0,5

0

- 0,5

- 1


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


0,6

0,5

0,4

0,3

0,2

0,1

0


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


100

50

0

- 50

- 100

- 150


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


0,1

0,05

0

- 0,05

- 0,1

- 0,15

- 0,2

- 0,25


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


1,61,41,2

10,80,60,40,2

0- 0,2- 0,4- 0,6


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


0,30,20,1

0- 0,1- 0,2- 0,3- 0,4- 0,5- 0,6- 0,7- 0,8


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20


150

100

50

0

- 50

- 100


1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20



CONSTRUCTION ET TRIMESTRIALISATION DU COMPTE DE REVENU DES MÉNAGES

La construction d’un cadre comptable annuel de 1991 à 2000

Eurostat fournit un compte des ménages annuel, parpays membre, et au mieux sur la période de 1991 à2000. On peut classer les pays membres en quatrecatégories :

• Le Luxembourg et l’Irlande n’ont aucune données dis-ponibles. Représentant 2 % du PIB de la zone euro, cespays ont été négligés.

• La Finlande, l’Allemagne, l’Italie, les Pays-Bas et laFrance, qui représentent 78 % du PIB de la zone euro,disposent de données complètes de 1991 à 2000.

• L’Autriche, la Belgique, l’Espagne et la Grèce ont desdonnées complètes de 1995 à 2000.

• Le Portugal fournit des données de 1995 à 1998.

Disposant pour les années 1999 et 2000 des donnéesdu poste des ménages pour la zone euro et l’ensembledes pays excepté le Portugal, le compte des ménagesde ce dernier a été obtenu par solde en 1999 et en2000.

Afin de compléter le cadre comptable, il a fallu rétropolerles données avant 1995 pour les pays des deux derniersgroupes définis précédemment (Autriche, Belgique,Espagne, Grèce et Portugal, soit 20 % de la zone euro).La méthode de rétropolation des postes est résuméedans le tableau ci-dessous.

L’ensemble de ces opérations a donc permis de cons-truire un cadre comptable annuel cohérent définissant leRDB pour la zone euro et pour la plupart des pays mem-bres entre 1991 et 2000 (cf. graphique).

ANNEXE 5

Méthode de rétropolation des postes du RDB pour les pays aux données manquantes

EBE Rétropolation avec les taux de croissance du PIB des différents pays fournis par Eurostat

Coût du travail (d1) Rétropolation grâce aux taux de croissance de cette série dans la base ADB (données OCDE)

Revenus de la propriété (d4) Rétropolation avec les taux de croissance du PIB des différents pays fournis par Eurostat

Impôts (d5p) Rétropolation à partir des taux apparents d’imposition sur le salaire calculés dans la base ADB (données OCDE)

Cotisations sociales (d61p) Rétropolation avec les taux de croissance des cotisations sociales fournis dans la base ADB (données OCDE)

Prestations sociales (d62) Rétropolation avec les taux de croissance des cotisations sociales fournis dans la base ADB (données OCDE)

RDB Rétropolation avec les taux de croissance du PIB des différents pays fournis par Eurostat

Résidu (d7 essentiellement) Obtenu par solde

1991Q1 1992Q1 1993Q1 1994Q1 1995Q1 1996Q1 1997Q1 1998Q1 1999Q1 2000Q1

Mill

iard

s d

'euro

s c

onsta

nts

1 000

950

900

850

0,03

0,02

0,01

0

- 0,01

- 0,02

Volume base 100 1995 et croissance trimestrielle

RDB

RDB croissant

RDB de la zone euro


La trimestrialisation du cadre comptable

• L’excédent brut d’exploitation (EBE)

On a d’abord défini des clés de passage annuelles del’EBE total à l’EBE des ménages (y compris les entrepre-neurs individuels). Ces clés ont été trimestrialisées parlissage, ce qui a permis de les appliquer à la série trimes-trielle d’EBE total. Les flux annuels obtenus par cumuldes flux trimestriels ne correspondent pas aux fluxannuels de notre cadre comptable. On a donc réparti lesrésidus annuels selon le taux de croissance de l’EBE desménages.

• Le coût du travail

Le coût du travail est disponible au niveau trimestrieldans la base Eurostat. On a vérifié que ces donnéesétaient compatibles avec le cadre annuel.

• Les postes directement trimestrialisés

Les postes d4 (revenus de la propriété), d62 (prestationssociales) et les résidus ont été directement trimestriali-sés par lissage sous la contrainte que la somme des fluxtrimestriels d’une année soit égale au flux annuel ducadre comptable.

• Trimestrialisation des prestations sociales et desimpôts

Pour ces deux postes, on a utilisé la même méthodeque celle employée pour la trimestrialisation de l’EBE

des entreprises individuelles. On a en effet défini uneclé, d’une part des cotisations sociales sur les salaireset d’autre part, des impôts (qui sont essentiellementdes impôts sur le revenu au niveau de la zone euro) surla base d’un agrégat de revenus du travail et du capitaldéfini par d1 + d4 - d61p + d62. Ces clés ont été tri-mestrialisées, puis ont permis de calculer des postesde prestations sociales et d’impôts intermédiaires : il afallu ensuite répartir, comme pour l’EBE des entreprisesindividuelles, les résidus annuels de la trimestrialisa-tion.

• Prolongement du RDB en 2001

Pour les trois premiers trimestres de l’année 2001, leRDB a été construit par agrégation après prolongementde ses différents postes. Les postes ont été prolongésau vu de leur tendance récente, soit en supposant le tauxde croissance ou le niveau de ces variables ou des clefsqui leur sont appliquées. Le salaire superbrut est déjàdisponible dans la base Eurostat.

La clef pour l’EBE croît pour les trois trimestres considé-rés au même rythme que sur la période 1991T1-2000T4,soit une baisse trimestrielle de 0,18 %, ce qui traduit labaisse de la part des EI et des activités directes de pro-duction des ménages dans l’économie. Les prestationset le solde du revenu du patrimoine augmentent aumême rythme (en valeur) que sur la période 1991-2000.Le taux d’imposition apparent a été supposé constant.De même, la clef entre les cotisations sociales et lessalaires a été supposée constante.

30


COMMENTAIRE 1

MZE ET LA MODÉLISATION DE LA ZONE EURO

Jérôme Henry

, Division Modélisation, Direction Générale de la Recherche, BCE

L’article de Pierre-Olivier Beffy, Xavier Bonnet,Brieuc Monfort et Matthieu Darracq-Pariès(2004), « MZE, un modèle macroéconométriquepour la zone euro », s’inscrit dans une lignéerécente de travaux de modélisation partageant unobjectif commun : la représentation de la zoneeuro dans son ensemble par un modèle macroé-conométrique. Bien que par définition, avec unezone euro créée somme toute il y a tout juste cinqans, on ne puisse encore parler de tradition bienétablie, il est cependant possible de resituer letravail en question dans une « histoire ».

Une petite histoire de la modélisationde la zone euro : MZE et ses pairs

Celle-ci commence à l’Institut Monétaire Euro-péen, où dès le milieu des années 1990, avantmême que le terme « euro » ne soit imaginé, deséconomistes travaillaient déjà à la mise en placed’une infrastructure économétrique propre àretracer et analyser le comportement del’ensemble des pays amenés à constituer lafuture Union monétaire européenne (UEM). Àl’époque, il s’agissait de construire des bases dedonnées et des squelettes de modèles analoguespour des groupes de pays alternatifs, avec biensûr un grand degré de flexibilité, afin de pouvoirle plus rapidement possible créer « le » modèleagrégé, une fois la liste des pays membres del’UME connue. Cette phase de préparation cou-vrit les années 1996 à 1998. Suivit alors, jusqu’àfin 2000, une phase de développement quidéboucha sur le premier modèle estimé de lazone euro (Fagan

et al.

, 2001), publié ainsi quela base de données spécifique sous-jacente, surle site de la Banque centrale européenne (BCE)(www.ecb.int).

Ce modèle – l’Area Wide Model ou AWM – estmaintenant l’une des composantes de l’infras-tructure régulièrement utilisée par la BCE pourses exercices de projections macroéconomiques(Issing, 2003 ; BCE, 2001). Depuis lors, un cer-tain nombre de travaux ont suivi une démarchesimilaire, comme par exemple Dreger (2002)dont le modèle est utilisé par l’European Fore-casting Network, un groupe d’instituts derecherche produisant des rapports et des prévi-sions pour le compte de la Commission euro-péenne.

Des outils de prévision et d'analysedes politiques économiques

Plus récemment, une nouvelle veine de travauxest apparue, avec la dernière génération desmodèles macroéconomiques, les Modèlesd’Équilibre Général Stochastiques (dans lalignée de Christiano

et al.

, 2001). Deux exem-ples d’une telle recherche sont particulièrementintéressants, en raison de leur potentiel ou deleur ambition à devenir des outils de prévision etd’analyse des politiques économiques, en parti-culier monétaires, à savoir à la BCE, Smets etWouters (2003), ou, au FMI, Laxton et Pesenti(2003).

Dans le cas de la zone euro comme dans celuid’autre pays ou groupes de pays, il existe doncà présent deux types d’outils, représentant deuxtypes de modèles distincts (cf. encadré). Toutd’abord, ceux pour lesquels l’aspect opération-nel prime, en particulier pour une utilisation enprévision. Ils combinent la vue traditionnelled’une économie keynésienne à court terme,classique à long terme, toutefois sans fonde-ments microéconomiques ni anticipations expli-cites, avec un fort souci de reproduire les don-nées. Cet objectif amène, en particulier, à retenirdes formulations

ad hoc

pour la dynamique decourt terme des équations du modèle, et empê-che, de ce fait, de pleinement considérer leurrésidu comme des chocs structurels au sensstrict du terme.

La nouvelle génération de modèles cherche, aucontraire, à asseoir ses spécifications sur uncadre théorique complet, avec notamment lerecours à des « frictions » aussi nombreuses quele demandent les écarts aux relations théoriquesd’équilibre. Jusqu’à récemment, le rôle mineurde l’économétrie dans la détermination de lavaleur des paramètres – en général calibrés –ainsi que la taille limitée – et donc le faibledegré de désagrégation – de ces modèles limi-taient leur portée opérationnelle. Toutefois, lasituation en la matière tend à évoluer rapide-ment, notamment avec le développement destechniques bayésiennes comme celles utiliséespar Smets et Wouters (2003).


31

Encadré

L'AWM ET SWEAR, DEUX MODÈLES DE LA ZONE EURO DÉVELOPPÉS À LA BCE

L'AWM, un modèle macroéconométrique standard

L’AWM, ou Area Wide Model, a été développé à desfins de simulation de politique économique, de prévi-sion, d’analyse des comportements ou d’évaluation dela conjoncture. Il est réguliérement utilisé dans ces dif-férents contextes. L’approche en termes de zone apermis de concentrer l’analyse sur la zone dans sonensemble et, ce faisant, de créer une expertise à ceniveau plutôt que seulement pays par pays.

L’AWM est un modèle macroéconométrique standard,de taille moyenne, 89 équations dont 15 économétri-ques. Son cadre comptable, avec une économie à unseul bien, est celui des comptes nationaux, avec unTableau Économique d’Ensemble (simplifié) pour lazone euro. Il comporte quatre secteurs : les ménages,le secteur public, les entreprises et le reste du monde.

Son cadre théorique est similaire à celui retenu pard’autres banques centrales. Le long terme du modèleest classique, la production étant déterminée parl’offre, avec plein emploi des facteurs de production, àleur valeur optimale pour les entreprises. Le pleinemploi correspond à un taux de chômage d’équilibreexogène, bien que variable au cours du temps. Lesspécifications retenues assurent l’absence d’arbitrageinflation-chômage à long terme.

À court terme, les prix comme les salaires sont rigides,ce qui implique une configuration keynésienne où lePIB suit la demande. Ses composantes sont ainsimodélisées : revenu, richesse, taux d’intérêt et chô-mage expliquent la consommation ; le commerce estfonction de la demande et de la compétitivité ; l’inves-tissement est dérivé du capital optimal, avec un termed’accélérateur. Les écarts aux valeurs d’équilibre surles marchés des biens et du travail entrent respective-ment dans les équations de prix et de salaire.

Le bouclage du modèle s’obtient par l’action des poli-tiques économiques. La politique monétaire est sché-matisée par une équation de taux d’intérêt, compatibleavec un objectif d’inflation. La politique budgétaireassure la stabilité à long terme du ratio dette sur PIB.

L’équilibre requiert aussi une cohérence entre flux etstocks, avec le calcul d’un indicateur de richesse,mesuré par la somme de la dette publique, du stock decapital et de la position nette extérieure. À long terme,ces divers stocks sont proportionnels au PIB. L’égalitédéfinissant le PIB se traduit alors par une relation entretaux d’intérêt et taux de change en termes réels. Si letaux d’intérêt réel est donné par le reste du monde, letaux de change réel est alors déterminé. L’équilibrenominal (et le niveau des prix) est enfin défini par lapolitique monétaire.

Une autre caractéristique du modèle est qu’il peut êtreutilisé dans diverses configurations pour la représenta-tion des anticipations, qui peuvent être adaptatives ou

rationnelles (tournées vers le futur et cohérentes avecl’ensemble des équations du modèle).

Le modèle a été, pour sa plus grande part, estimé avecdes spécifications de type Modèle à Correctiond’Erreur, le long terme de chaque équation reflètant larelation théorique avec un ajustement de court termeen général non contraint. C’est la principale différenceentre ce modèle et des modèles macroéconomiquesaux fondements théoriques plus exigeants.

SWEAR, un modèle plus théorique

SWEAR (Smets Wouters Euro ARea) est un des modè-les dont l’assise théorique est plus complète, voireexhaustive, qui appartient à la famille des modèlesdits dynamiques d’équilibre général stochastiques.L’économie, supposée fermée, est représentée par unensemble de marchés de biens différenciés, avecconcurrence monopolistique. Les relations de com-portement, utilisant des variables corrigées de leurtendance, sont dérivées de programme d’optimisa-tion (d’utilité, de profit) intégrant un certain nombre de« frictions », comme les habitudes des consomma-teurs, les coûts d’ajustement du capital, les rigiditésdans la fixation des prix et salaires. Les relations opti-males ainsi construites sont augmentées de chocs,qui ont alors une interprétation pleinement structu-relle, comme écarts à la relation théorique. Le modèlecomprend 9 relations de comportement, ce qui luiconfère déjà une taille respectable, en comparaisonavec la plupart des modèles macroéconomiquesthéoriques.

Ce modèle possède la particularité d’être estimécomme un système d’équations. Ce n’est pas le casgénéralement des modèles théoriques, pour lesquelsles paramètres sont le plus souvent calibrés, afin quele système reproduise en simulation un ensemble depropriétés résumant celles de l’économie modélisée.Les modèles empiriques traditionnels eux-mêmessont rarement estimés comme un système. La techni-que retenue pour l’estimation est aussi innovante, detype bayésien, ce qui revient à supposer

a priori

unedistribution autour de la valeur jugée la plus probablepour chaque paramètre, simulant alors un grand nom-bre de modèles différents ainsi construits pour

ex post

dériver la distribution des paramètres aboutissant à unmodèle conforme aux données. Le coût de calcul esttrès important, ce qui explique que ces techniquesn’aient été développées que récemment.

Ce modèle est essentiellement utilisé pour l’instant àdes fins de recherche, mais sa forte cohérence théori-que combinée avec la proximité aux données en fait unoutil prometteur. Il conviendrait, entre autres, d’y intro-duire un degré supplémentaire de désagrégration etde modéliser les tendances afin de le rendre apte àeffectuer les tâches actuellement dévolues à l’AWM.Une synthèse de ces deux modèles pourrait atteindrecet objectif.

32


À terme, une combinaison syncrétique des deuxapproches devrait déboucher sur un nouveautype de modèle, complètement assis sur des fon-dements théoriques mais également apte àreproduire les données, ainsi qu’à répondre auxquestions détaillées des autorités en charge dedécisions de politique économique. La BCE enparticulier travaille dans ce sens.

De manière générale, il semble en tout cas, indé-pendamment du type de modèle envisagé, que lamodélisation de la zone euro – dans son ensem-ble plutôt que pays par pays – soit maintenantentrée dans les mœurs des économistes intéres-sés, et cela en dépit de problèmes méthodologi-ques pertinents (Wallis, 2003), relatifs parexemple à l’agrégation des données ou des com-portements, ou encore aux ruptures structurellesattendues autour de la date de mise en place del’UME. Manifestement, le souci de disposerd’un outil ou d’une référence, au niveau de lazone dans son ensemble compense le besoin,qui certes a un coût important, d’une analyserigoureuse et détaillée pays par pays. Idéale-ment, les approches agrégée pour la zone etmultinationale devraient être utilisées conjoin-tement (BCE, 2001, en fournit une illustration,combinant des modèles et des analyses « areawide » et « multicountry »).

Le projet MZE procède donc de la démarche« area wide », ou zone euro dans son ensemble,ce qui lui confère pertinence et intérêt, puisque,bien qu’en constante croissance, ce domainereste nouveau. La contribution spécifique desauteurs est double : d’abord, la construction ori-ginale des données pour la zone, avec des exten-sions notables, en particulier concernant le com-merce interne et externe à la zone et les comptesdes ménages et des administrations publiques(APU) ; ensuite, la mise à disposition d’un cata-logue détaillé des propriétés variantielles, avecdiverses modélisations de la politique monétaireet du taux de change de l’euro.

Un cadre théorique prochedu modèle standard

Avant de passer successivement en revue cesdeux éléments, il est utile de revenir sur le cadrethéorique et les équations qui composent lemodèle MZE. Ce dernier est standard, de typeDornbusch-Svensson, bien que la composantetaux de change reste exogène dans de nombreuses

illustrations – excluant alors le rôle des anticipa-tions impliqué par la relation de parité non cou-verte des taux d’intérêt. MZE comprend doncles éléments suivants, auxquels peuvent de faitse ramener la plupart des modèles macroécono-miques couramment employés de nos jours(Gali

et al.

, 1999) : une courbe d’offre agrégée,expliquant l’inflation par l’écart de produc-tion (1), une autre de demande agrégée, reliantl’écart de production au taux d’intérêt réel, enfinune équation endogénéisant la politique moné-taire.

En comparaison avec ce schéma ou avec lesmodèles utilisés par la Réserve fédérale améri-caine ou la BCE, le cadre théorique de MZEpossède trois particularités qui méritent d’êtrementionnées.

Tout d’abord, le taux de change réel – via lestermes de l’échange – intervient dans les équa-tions d’offre agrégée et de demande agrégée, cequi entraîne une dépendance du taux de chô-mage d’équilibre à la valeur de l’euro. Selonque la courbe d’offre, de type Phillips, soit enniveau ou en taux de croissance, c’est le niveauou la tendance du taux de change réel qui affectele chômage d’équilibre.

De surcroît, l’équation de politique monétaireretenue dans le modèle de base reflète une poli-tique relativement passive, puisqu’au lieu depostuler une règle de Taylor – selon laquelle letaux d’intérêt dépend des écarts de production etd’inflation – elle suppose simplement un tauxd’intérêt réel exogène, et ainsi une réponse destaux d’intérêt à l’inflation limitée à « un-pour-un », qui peut être insuffisante pour stabiliserl’économie en cas de chocs. De fait, les auteursprésentent aussi des simulations avec une ver-sion du modèle que l’on qualifiera de plus com-plète, avec cependant moins de détail quant auxrésultats obtenus avec cette dernière.

Enfin, et de manière plus générale, l’un destraits communs aux modèles dont MZE s’ins-pire est l’existence d’un équilibre de long termebien défini et aisément déductible. Cela n’est

1. De fait, avec deux équations, l’une de prix, l’autre de salaire,MZE a recours a deux mesures de l’écart de production, surl’

output

proprement dit ainsi que sur le chômage, sans pourautant que le lien entre les deux concepts ne soit établi. Proba-blement, du fait de l’existence d’une fonction de production detype Cobb-Douglas, une approximation de la loi d’Okun estvalide au sein de ce modèle.


33

pas toujours le cas ici; ainsi, le rôle

a priori

cru-cial du taux de change dans la détermination dulong terme nominal comme réel de MZE reste àclarifier. En particulier, en l’absence de règle deTaylor, l’ancrage nominal du modèle sembledéterminé par les prix externes, ce qui n’est pasl’hypothèse la plus immédiatement justifiéedans le cas d’une économie relativement grandeet fermée comme celle de la zone euro. Il estégalement difficile d’évaluer avec précision sil’absence d’homogénéité dynamique de certai-nes équations de prix introduit une différenceen simulation entre chômage d’équilibre etNAIRU. En pratique, dans les simulations pré-sentées, cela ne semble pas être le cas.

Puisque les auteurs présentent des exercicesvariantiels incluant aussi une relation de pariténon couverte des taux d’intérêt et une règle deTaylor, le principal point de discussion est fina-lement le rôle du taux de change dans la déter-mination du taux de chômage d’équilibre. Cedernier ne paraît pas avoir été constant dans lepassé pour la zone euro, comme l’indiqueFabiani et Mestre (2000). La question clé seraitalors d’identifier, dans la mesure du possible,les variables qui importent en la matière. Larelation avec le taux de change semble

a priori

faible. Il y a ainsi une apparente déconnectionentre la tendance à la hausse du chômagejusqu’au début des années 1990 et les fortesfluctuations du taux de change réel effectif del’euro (synthétique), qui a connu des phasessuccessives de dépréciation, dans les années1980, et d’appréciation, dans les années 1990.Le fort cycle de l’euro sur la période 1998-2004ne s’est vraisemblablement pas non plus traduitpar des variations significatives du NAIRU dansla zone.

Une autre piste proposée par MZE est celle du« coin fiscal », qui mérite certainement d’êtreexplorée plus avant. Les auteurs semblent toute-fois avoir préféré pour leurs simulations unecourbe de Phillips en taux de croissance. Dansce cas, le taux de chômage d’équilibre reste lar-gement proche d’une constante, étant unique-ment fonction des variations des termes del’échange et de la tendance de productivité. Cerésultat est compatible avec une hypothèsed’exogénéité faible des salaires par rapport auxprix. Pour l’AWM, une formulation en niveauaméliore cependant les propriétés en simulation,en termes de rapidité de convergence notam-ment. Cela n’affecte pas le NAIRU, lequel reste

exogène et égal au chômage d’équilibre, dèslors que les équations de politique économiquesont activées.

Cette dernière remarque nous amène à des con-sidérations empiriques. En concentrant, làencore, l’analyse sur une comparaison avecl’AWM, certains autres résultats se trouventconfirmés par MZE. Par exemple, on retrouvel’existence de tendances déterministes dans leséquations de commerce en volume, une foisimposée la contrainte d’élasticité unitaire sur lestermes de demande.

De même, la spécification de type Cobb-Douglas pour la fonction de production et soncorollaire, une part salariale stationnaire, setrouve acceptée par les données. En l’absenced’information détaillée sur les performancesindividuelles des équations, on peut en revanchese demander si les demandes de facteurs opti-males dérivées sont parfaitement aptes à capterles évolutions effectives des données, en parti-culier pour l’investissement, mais cela reste unproblème standard pour les modélisateurs(Chirinko, 1993).

Enfin, la fonction de consommation fait interve-nir, comme dans la version la plus récente del’AWM (Dieppe et Henry, 2003), le taux d’inté-rêt réel et le chômage (à court terme dans MZE)pour expliquer le taux d’épargne. Ce résultatsemble robuste, puisqu’il est obtenu pour MZE,sans qu’aucune variable de stock, ou derichesse, ne soit prise en compte dans la modé-lisation de ce comportement.

Un effort louable et innovant de construction de données sur la zone euro

Il est particulièrement crucial, comme l’ont faitles auteurs de MZE, pour tout ce qui concerne lamodélisation économétrique de la zone euro,d’accorder une importance majeure aux don-nées elles-mêmes, et cela pour de nombreusesraisons. Tout d’abord, l’économétrie requiertl’utilisation d’une quantité suffisante de don-nées, et par conséquent d’information antérieureà la création de la zone proprement dite. Deplus, cette information doit être obtenue paragrégation de données de pays, qui à l’époquen’étaient pas encore membres d’une entité com-mune. Au-delà des problèmes liés à l’hétérogé-néité des comportements entre pays, et donc de

34


la difficulté à interpréter rigoureusement lesrésultats, de l’économétrie comme des simula-tions, il existe enfin toute une gamme de métho-des d’agrégation, utilisant des taux de change et/ou des pondérations fixes ou variables qui peu-vent affecter les propriétés des séries construitesainsi que les relations existant entre elles (Beyer

et al.

, 2001).

En particulier, il y a une bonne raison de ne pasutiliser sur le passé des déflateurs reconstruits àpartir de séries nationales converties en ECU –contrairement à la pratique suivie par MZE. Dufait des réajustements réguliers de parité qui ontcaractérisé le mécanisme de change européen,le niveau de prix agrégé ainsi obtenu connaîtdes sauts discrets à chaque réajustement, ce quibrouille la série de taux d’inflation. En sus del’absence d’interprétation économique de cettesérie – l’inflation agrégée n’étant pas lamoyenne des taux d’inflation nationaux – onpeut penser que toutes les estimations d’équa-tions de prix et salaires sont alors affectées debiais, à moins de systématiquement employerdes variables muettes afin de corriger lesestimations de l’effet des changements deparité. La nouvelle base de données de l’AWMutilise ainsi les séries réelles d’Eurostat, maiscomprend des déflateurs recalculés afin queleur taux d’inflation reste interprétable, àl’image de la méthode employée pour le calculdes séries reprises dans le Bulletin Mensuel dela BCE (2).

Il convient, quoiqu’il en soit, de saluer l’effortaccompli par les auteurs en matière de données,avec notamment l’apport de trois importantescontributions originales sur, respectivement, lerevenu des ménages, le compte des APU et ladécomposition du commerce entre flux intra-zone et extra-zone. Sur ce dernier point, la BCEa aussi très récemment développé ses propresoutils afin de construire des données et deséquations idoines. Il est en effet fort utile depouvoir distinguer entre le commerce effectuéentre pays de la zone et le reste des échanges, laseconde composante étant bien évidemmentplus directement affectée par des fluctuations del’euro. Dans l’hypothèse d’une égalité entreimportations et exportations intra-zone, en sup-posant de plus que les déflateurs correspondantssont identiques, il suffit, par exemple, de deuxéquations pour les exportations et les prixd’importation extra-zone, s’ajoutant aux quatre

pour les échanges totaux (prix et volume, pourles exportations comme les importations), pourmodéliser l’ensemble du commerce, intra-comme extra-zone.

Une différence importante entre la base de don-nées utilisée par l’AWM et celle de MZE – au-delà des méthodes d’agrégation ou de partagedu commerce – est que la première comprendaussi des données de stocks, utilisées pour éva-luer la richesse des ménages ou l’actif extérieurnet. En l’absence de séries préexistantes, utiliserune approximation

a priori

raisonnable peutêtre plus satisfaisant que de renoncer à un aspectimportant des comportements. (2)

Les résultats de MZE en varianteet ceux des autres modèles

En plus de leur usage en prévision, qui requiertle plus souvent une manipulation des résidusd’équations (« cales » ou « add factors ») (3), lesmodèles comme MZE sont utilisés pour desexercices variantiels, que ce soit à titre de dia-gnostic sur la qualité et/ou la structure dumodèle global ou à des fins de politique écono-mique.

Le catalogue de variantes présenté dans l’arti-cle comporte des éléments relatifs à ces deuxderniers usages. En particulier, concernant lerôle du taux de change et de la politique moné-taire, des simulations où les variables corres-pondantes restent exogènes relèvent essen-tiellement du diagnostic. En l’absence demodélisation de la politique budgétaire, il estmême probable (voire souhaitable) que le sys-tème devienne instable au-delà d’un certainhorizon suite à des chocs persistants, ce pro-blème n’étant cependant pas explicitementmentionné dans le cas de MZE. Les résultats de

2. Un autre élément important du point de vue empirique est quel’utilisation de données Eurostat implique, pour l’instant, de selimiter à une période d’estimation commençant en 1991, ce quiest un choix certainement rigoureux du point de vue des systè-mes de comptes nationaux, mais très coûteux en termes d’infor-mation. 3. On peut interpréter les travaux de Hendry et Clements (2003)comme une rationalisation de ce type d’approche, puisqu’ellepermet d’utiliser des modèles de manière approximativementvalide, même en présence de changement structurel. Contraire-ment aux modèles de type séries temporelles, les outils macro-économétriques tels que MZE ne sont, en effet, presque jamaisutilisés en prévision sans hypothèses additionnelles

ad hoc

surle comportement des résidus, afin de par exemple pouvoir inté-grer l’information provenant d’indicateurs et/ou de jugementd’experts sur le court terme.


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long terme sont alors difficiles à interpréter, carils proviennent d’un modèle dans une certainemesure incomplet et qui reflète donc une ana-lyse partielle.

Comme le font les auteurs, on peut ainsi s’inter-roger

a priori

sur la pertinence économique deconfigurations dans lesquelles le taux de changedemeure une variable exogène, quand bienmême particulièrement difficile à modéliser. Lamême question peut être posée à propos desimulations dans lesquelles les anticipations desagents ne jouent aucun rôle. De telles approxi-mations sont pourtant tout à fait courantes dansun environnement où le modèle est essentielle-ment utilisé en prévision, en particulier dansl’hypothèse où le taux de change suit une mar-che au hasard, restant constant sur l’intervallede prévision, toujours égal à sa dernière valeurobservée. Ces remarques permettent d’interpré-ter les simulations de diagnostics comme uncatalogue de variantes applicables dans la confi-guration d’une prévision à court terme – sanspar conséquent se préoccuper outre mesure desimpacts de long terme, pour lesquels un modèlecomplètement « bouclé » serait préférable.

Abordons maintenant les résultats des tests dediagnostics pour les différents chocs, avec lademande pour commencer. Le choc de dépen-ses publiques se traduit par un multiplicateurinférieur à 1 dès la première année, et tend verszéro, un profil en soi prêtant peu à controverse(cf. les résultats rapportés par Wallis, 2003), sice n’est qu’ici, il est obtenu en l’absence depolitiques actives. Celles-ci sont, en général,nécessaires à l’obtention de tels résultats pourune économie de cette taille – c’est notammentle cas pour l’AWM où le rôle des politiques entermes de stabilisation est crucial. Il se peut quele canal externe d’éviction soit très puissantdans MZE, avec un fort impact d’une expan-sion domestique sur les flux de commerce. Desurcroît, les effets sur les prix – de consomma-tion ou de production – sont très limités, pro-ches de zéro les deux premières années. Ilsseraient trois fois plus importants avec l’AWM,lequel aboutit donc à un coût nettement plusélevé de l’expansion budgétaire en termesd’inflation additionnelle. La faible réponsenominale que MZE attribue généralement à lazone euro après un choc sur les volumes n’est,à vrai dire, pas confirmée par d’autres modèles– l’AWM étant, de ce point de vue, relative-ment moins réactif que nombre de modèles des

banque centrales nationales de l’Eurosystème(voir Van Els

et al.

, 2001, avec une présentationen termes de ratios de sacrifice).

Cela pourrait provenir dans MZE d’une rapideindexation des prix sur les coûts unitaires sala-riaux qui, du fait des gains de productivité cycli-ques, diminuent initialement assez fortement.Le résultat pourrait également être la consé-quence d’une sensibilité très faible des prix etsalaires aux termes de tension, c’est-à-dire auxécarts de production et de chômage.

Le choc sur les impôts directs a des effets nomi-naux et réels similaires, avec toutefois unimpact moindre, du fait que ce choc porte sur lerevenu et non directement sur la demande, leconsommateur ne répercutant qu’une partie duchoc sur ses dépenses. Une telle réponse estaussi obtenue avec l’AWM – il existe dans cecas peu d’autres références, vu la rareté de résul-tats provenant d’autres modèles pour le mêmetype de choc, comme le montrent Hernandez deCos

et al.

(2003).

Le choc de demande externe offre la particula-rité d’une réponse plutôt forte du PIB – doublede celle de l’AWM par exemple – de nouveauaccompagnée d’une assez faible réponse desprix. L’impact marqué sur le PIB est, semble-t-il,lié à un effet d’accélérateur très dynamique,combiné à l’absence de réponse des prix, etdonc à des pertes de compétitivité limitées.

Du côté de l’offre, le choc de productivité mon-tre une très faible réponse initiale du PIB avec,de surcroît, une réaction très désinflationnistede l’économie, à relier probablement encore auxdéveloppements largement favorables des coûtsunitaires. Si l’investissement est fondé sur lesanticipations ou, par approximation commedans l’AWM répond partiellement au (nouveau)PIB potentiel, le retour à l’équilibre est bienplus rapide, avec une réponse plus rapide duPIB et moins d’effets négatifs sur les prix. Lechoc sur l’offre de travail est aussi très dépressifinitialement pour MZE, ce qui comme précé-demment ne serait pas le cas dans l’éventualitéd’une réponse de l’autre facteur de productionau PIB potentiel.

Finalement, le choc de prix de matières premiè-res donne des résultats conformes à l’intuition,avec une forte dilution du choc initial, l’impactreflétant, en gros, la part des matières premières

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dans les importations et celle de ces dernièresdans la consommation.

Une dernière batterie de tests utilisant le modèleavec taux de change et d’intérêt exogèness’intéresse à l’impact de chocs affectant cesdeux variables. Deux remarques peuvent êtrefaites quant aux résultats obtenus. D’abord, lesimpacts initiaux sont faibles en ce qui concernele taux d’intérêt. Selon l’AWM et d’autresmodèles, le canal du taux de change constitue, àcourt terme, l’effet dominant pour ce qui est desprix, or ce canal est désactivé pour cette simula-tion. Cela contribue à minorer les effets du chocde politique monétaire. Cela vient s’ajouter à lapropriété déjà mentionnée d’un faible impactde la sphère réelle sur les grandeurs nominalespropres à MZE, de telle sorte que le canal detransmission de la politique monétaire par lademande y est de toute façon faible.

Au contraire, pour le choc sur le taux de changede l’euro, les effets, réels comme nominaux,apparaissent très importants – plus du double dece que donneraient l’AWM ou les modèles desbanques centrales nationales. On observenotamment une transmission très forte vers lesprix à la consommation, de telle sorte que ce quel’on a coutume d’appeler le « pass through » dutaux de change apparaît comme rapide et fort.

Enfin, une version bouclée de MZE faisantintervenir les anticipations des agents a été aussiutilisée par les auteurs en variante afin d’analy-ser l’impact de différentes politiques monétairessur les résultats commentés ci-dessus. On yretrouve les résultats, par ailleurs standard,selon lesquels la politique monétaire active ades effets stabilisants, et cela d’autant plusqu’elle est fonction des développements futurs(voir par exemple Levin

et al.

, 2003). En prin-cipe, une telle conclusion, pour être convain-cante, requiert cependant d’être fondée sur dessimulations stochastiques – et pas seulementdéterministes – afin d’évaluer l’impact de lavariabilité des chocs sur le système. En outre, ilaurait été également intéressant de disposer desrésultats d’une simulation, même simplementdéterministe, alliant politiques budgétaire etmonétaire. Cela aurait donné, par exemple, uneidée du multiplicateur en présence d’une réac-tion de la banque centrale prenant en compte lesdéveloppements futurs des prix et de l’activité.Compte tenu du faible impact de l’expansion

budgétaire sur les prix dans MZE, une tellesimulation pourrait aussi aboutir au résultatd’un recul initial des prix, à la suite de l’aug-mentation des taux d’intérêt en réponse au creu-sement de l’écart de production.

Le même résul-tat se retrouve dans la littérature économique àbase de modèles VAR ou pour des modèlesmacroéconomiques avec des agents dont lecomportement est fortement tourné vers le futur(Hernandez de Cos

et al.

, 2003).

** *

La construction d’un tel modèle est toujours unexercice coûteux et périlleux,

a fortiori

lorsqu’ilest nécessaire de passer par une longue phase,exigeante s’il en est, de construction – voired’invention – de données. Dans le cas de la zoneeuro, ce type de problèmes est particulièrementdifficile à traiter, étant donné l’absence de réfé-rence ou de tradition en matière de modélisa-tion, manifestement en raison de l’aspect partrop récent de la création de la zone. Ces diffi-cultés rendent d’autant plus méritoire la tâcheaccomplie avec succès par l’équipe ayant déve-loppé MZE, qui rejoint maintenant la familletoujours en extension des modèles de la zoneeuro.

Concernant les développements futurs de cetype d’outils, on pourrait envisager d’une partune description plus fine des finances publiques– tenant compte des différents types d’impôtsou de transferts. De même, il paraît nécessaired’inclure une règle de politique budgétaire assu-rant la soutenabilité de la dette publique, en par-ticulier si l’utilisation de ce modèle doit finale-ment comprendre aussi l’analyse des politiquesmenées par les autorités budgétaires.

Une autre tâche à prendre en considérationserait de passer systématiquement en revue lespropriétés variantielles du modèle, à l’aune desrésultats obtenus par d’autres modèles. Sanspour autant nécessairement chercher à repro-duire ces derniers, cette démarche permettraitde mieux identifier les sources de différences,afin de les corriger ou de les conserver.

D’autre part, mais cela constituera probable-ment l’objectif d’une nouvelle génération demodèles, voire de modélisateurs, la combinai-son d’un cadre théorique strict avec les métho-


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des économétriques les plus modernes devraitégalement permettre dans le futur d’obtenir cequi jusqu’à récemment était encore le Graal desmodélisateurs, à savoir un outil apte à être uti-

lisé en prévision comme pour l’analyse des poli-tiques, tout en reflétant les dernières avancéesthéoriques.

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Documents

MZE, un modèle macroéconométrique pour la zone euro · évoluer au rythme du PIB en valeur. Eurostat ne diffuse pas de RDB trimestriel des ménages pour la zone euro. Il a donc