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Chapitre 3. Sur La Même Longueur D’onde? Effets D’entraînement, Chocs Communs et Rôle des Liens Financiers et Commerciaux

Author(s):
International Monetary Fund. Research Dept.
Published Date:
December 2013
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Les pays du monde ont beaucoup plus marché d’un même pas au plus fort de la crise financière mondiale qu’à aucun autre moment de ces dernières décennies. Les corrélations des taux de croissance du PIB, qui étaient modestes pendant les années qui ont précédé la crise, se sont accrues de façon spectaculaire pendant la période 2007–09 (graphique 3.1, plage 1)1. Cette plus forte covariation ne s’est pas limitée aux pays avancés, où s’est concentrée la crise financière mondiale; elle a été observée dans toutes les régions géographiques et parmi les pays avancés, émergents et en développement.

Graphique 3.1.Évolution des covariations de la production, 2004–12

Les corrélations de la production, qu’on les mesure par les corrélations de la croissance ou les corrélations de la production épurée de la tendance, ont fortement augmenté au plus fort de la crise financière mondiale en 2007–09. Elles ont néanmoins baissé fortement ces dernières années.

Sources: Haver Analytics; FMI, Perspectives de l’économie mondiale; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note: L’échantillon comporte 34 pays avancés et 29 pays émergents et en développement. PA = paires de pays avancés; PED = paires de pays émergents et en développement; PA–PED = paires de pays avancés–pays émergents et en développement. Voir les groupements de pays à l’appendice 3.1.

1 Moyenne simple des corrélations par paire des taux trimestriels de croissance du PIB.

2 Moyenne simple des corrélations par paire de la moyenne glissante de la production épurée de la tendance.

Depuis 2010, néanmoins, les corrélations ont à nouveau baissé fortement (graphique 3.1, histogrammes jaunes). Le passage d’une période d’effondrement et de reprise synchronisés au niveau mondial à une autre où les économies du monde évoluent plus indépendamment les unes des autres — ce que les éditions récentes des Perspectives de l’économie mondiale appellent une «économie mondiale à plusieurs vitesses» — peut donc être considéré comme un relatif retour à la normale.

Les covariations de la production pourraient-elles à nouveau augmenter fortement? Pour répondre à cette question, il est nécessaire de déterminer plus clairement quels sont les facteurs qui ont influé sur ces variations brusques des corrélations. Il est possible que les covariations plus élevées de la production soient le fruit de grands chocs communs qui touchent simultanément de nombreux pays — comme une hausse soudaine des incertitudes financières ou un coup de semonce qui a modifié la manière dont les investisseurs perçoivent le monde2. Il est également possible que les effets de contagion sur la production — que l’on définit comme la transmission de chocs spécifiques à un pays à la production dans d’autres pays — soient devenus plus importants à cause du renforcement des liens financiers et commerciaux. Enfin, il est aussi possible que la nature des chocs ait changé. En particulier, les chocs qui ont touché le secteur financier, comme les crises bancaires et le gel des liquidités, étaient plus répandus pendant la crise financière mondiale. Il se pourrait que ces chocs se propagent de manière plus intense aux autres pays pendant les crises que les chocs de l’économie réelle, qui sont plus répandus pendant les périodes normales. L’examen du rôle joué par ces facteurs n’a pas qu’un intérêt intellectuel, car les responsables économiques doivent savoir dans quelle mesure il leur sera nécessaire de faire face à de telles hausses soudaines des covariations de la production dans les années à venir.

Le présent chapitre étudie l’évolution des covariations de la production de ces dernières années et en quoi divers chocs et interactions influent sur ces covariations. Grâce à des données trimestrielles de 1978 à 2012 concernant 63 pays, il examine quels types d’événements sont à la source des fortes augmentations des covariations, ainsi que le rôle que jouent les liens financiers et commerciaux dans la transmission des chocs. Il évalue quelles sont les répercussions possibles sur la production des chocs potentiels qui préoccupent le plus les responsables économiques, notamment: les chocs de politique économique, tels qu’un durcissement inattendu de la politique monétaire ou budgétaire, les chocs financiers, tels qu’une crise bancaire systémique ou un regain de turbulences financières, et les évolutions inattendues de la croissance (qui peuvent être dues à des chocs réels ou financiers) dans les pays avancés ou les grands pays émergents. À cet égard, ce chapitre vient compléter les travaux existants effectués par le FMI sur les effets de contagion, notamment les Rapports sur les effets de contagion (FMI, diverses années). Enfin, on y évoque les conséquences pour les perspectives économiques et en matière d’action publique et de réglementation financière.

Les résultats principaux de ce chapitre sont les suivants:

  • Après une hausse sans précédent de la synchronisation de la production entre la fin de 2008 et le début de 2009, les économies du monde se sont à nouveau découplées. Les covariations de la production mondiale sont revenues à un niveau normal ces deux dernières années, malgré les soubresauts en Europe.

  • Les fortes augmentations des corrélations de la production régionale et mondiale sont surtout survenues lors des crises financières, comme les crises en Amérique latine dans les années 80 et en Asie dans les années 90, mais, quand une crise se produit dans un pays comme les États-Unis — qui est à la fois une grande économie et une place financière mondiale —, les effets sur la synchronisation de la production mondiale sont disproportionnés. Dans ce contexte, il est essentiel de préserver la stabilité financière pour éviter des effondrements synchronisés de la production à l’avenir; les progrès en matière de réforme financière mondiale ont toutefois été incomplets, et l’économie mondiale reste vulnérable aux risques posés par des établissements financiers trop gros pour faire faillite («too big to fail»).

  • Pendant la crise financière mondiale, les liens financiers ont contribué à diffuser les tensions financières par-delà les frontières, mais d’autres facteurs — comme la panique mondiale, la montée de l’incertitude et les coups de semonce qui ont modifié les perceptions des investisseurs financiers — ont agi comme un choc commun et joué un rôle bien plus grand dans la hausse de la synchronisation de la production.

  • L’effet des liens financiers sur les covariations de la production en temps normal est à l’opposé de ce qu’il est pendant les crises. Dans les périodes calmes, des liens financiers plus étroits entraînent une plus grande divergence de la production puisque les capitaux sont plus à même de se diriger là où ils sont les plus productifs3. L’essentiel est, dès lors, de préserver les bénéfices d’une intégration financière accrue tout en réduisant au minimum les risques connexes, grâce à une meilleure supervision prudentielle, notamment en renforçant la coordination et la collaboration.

  • Le fait que les covariations aient maintenant baissé ne signifie pas pour autant que les dirigeants ne devraient pas se soucier des effets des chocs externes, comme un ralentissement de la croissance ou un durcissement monétaire ou budgétaire dans les grandes économies. Ils ne devraient toutefois pas craindre tous les chocs potentiels de la même façon. Premièrement, la taille est importante: les États-Unis sont encore les plus importants du point de vue mondial, bien que la zone euro, la Chine et le Japon soient d’importantes sources d’effets de contagion dans leur régions respectives4. Deuxièmement, l’ampleur des répercussions dépend de la nature du choc et de l’étroitesse des liens avec le pays d’où provient le choc. Par exemple, si un durcissement budgétaire aux États-Unis ou dans la zone euro affectera le plus les pays qui ont des liens commerciaux avec ces pays, l’effet d’une normalisation des taux d’intérêt aux États-Unis se fera principalement sentir dans les pays dont la monnaie est rattachée au dollar EU. La section qui suit propose un cadre conceptuel permettant de réfléchir aux covariations de la production, tout en décrivant leurs évolutions ces dernières années. La section d’après étudie les facteurs sous-jacents des fortes hausses des covariations de la production. Le présent chapitre se penche enfin plus précisément sur la façon dont différents chocs qui se produisent dans les principaux pays influent sur la production dans les autres pays et conclut avec certaines conséquences pour les perspectives économiques.

Covariations de la production: cadre conceptuel et faits stylisés

Cadre conceptuel

Comment penser la covariation et les effets de contagion? En général, on peut considérer que la croissance dans un pays donné est influencée par les chocs communs qui touchent de nombreux pays en même temps, les chocs spécifiques au pays en question et les chocs particuliers à des pays étrangers qui se répercutent sur la croissance du pays étudié. Les chocs provenant d’un pays étranger peuvent se propager à un pays de bien des manières, notamment par le biais des liens conventionnels tels que la finance ou les échanges. La nature du choc peut cependant modifier la manière dont les chocs se transmettent ou l’importance des liens dans la transmission — par exemple, il se pourrait que les liens financiers puissent transmettre les chocs au secteur financier d’un pays d’une manière différente des chocs du secteur réel5.

Dans ce cadre, l’existence de chocs communs et d’effets de contagion transfrontaliers dus à des chocs spécifiques aux pays implique que les taux de croissance soient corrélés entre les pays. Ces corrélations peuvent varier de trois façons. Premièrement, les chocs communs peuvent augmenter en ampleur ou en fréquence par rapport aux chocs spécifiques, ce qui accroît les corrélations en faisant passer les pays par les mêmes fluctuations. Deuxièmement, les liens qui unissent les pays peuvent évoluer6. Enfin, les types de chocs qui secouent les pays peuvent varier, passant de ceux qui ont un effet surtout intérieur à ceux qui ont de plus grandes conséquences transnationales.

En suivant ce cadre, ce chapitre évalue les facteurs sous-jacents des fortes hausses des covariations et les effets internationaux des chocs observables en provenance des grandes économies mondiales. La première partie de l’analyse évalue si les augmentations des covariations mondiales correspondent à des événements historiques connus qui ont affecté de nombreux pays en même temps et si les chocs qui caractérisent ces événements se sont transmis par des canaux identifiables, tels que les liens financiers et commerciaux. Une mise en garde importante est que, dans cette analyse, il n’est pas possible de distinguer de façon définitive les covariations attribuables aux chocs communs et les effets de contagion résultant de chocs spécifiques aux pays qui se sont rapidement transmis par d’autres canaux qu’il est plus difficile de quantifier (tels qu’une panique mondiale ou des anticipations autoréalisatrices): dans les données, ces deux types de covariations donnent lieu à des observations équivalentes. En effet, même pour un événement analysé en profondeur comme la crise financière mondiale, il n’existe pas de consensus pour la caractériser comme un choc mondial ou un choc des États-Unis qui s’est propagé à d’autres pays7.

La deuxième partie de l’analyse porte sur les effets internationaux des chocs observables provenant des grands pays du monde et les canaux par lesquels ces chocs se propagent. Nous nous concentrons ici sur les chocs qui reflètent des événements et des politiques dans les grandes économies qui ne sont probablement pas liés à d’autres facteurs qui influent sur l’activité économique étrangère à court terme8.

Faits stylisés

Nous commençons par établir les faits stylisés concernant les covariations de la production de ces dernières années. L’échantillon comprend 34 pays avancés et 29 pays émergents et en développement pour lesquels on dispose de données trimestrielles sur le PIB réel. Les groupements par région et par revenu suivent ceux de l’appendice statistique des Perspectives de l’économie mondiale. (On donne la liste des pays inclus dans cet échantillon à l’appendice 3.1.)

Les covariations peuvent être mesurées de diverses façons. La mesure, peut-être la plus simple et la plus commune, des covariations de la production est la corrélation de la croissance du PIB réel. Il est également possible d’étudier les corrélations de la croissance épurée de la tendance, ce qui nécessite de choisir une méthode pour éliminer la tendance. Dans ce qui suit, le filtre retenu est une moyenne glissante rétrospective à cinq ans9. Il est possible de démontrer que, pour des processus de production des données très divers, les corrélations fondées sur la production épurée de la tendance sont souvent plus élevées que celles basées sur la croissance de la production.

Les corrélations de la croissance de la production sont restées relativement faibles pendant la plupart des trente dernières années (graphique 3.2, plage 1). Les moyennes simples des corrélations de la croissance sur une fenêtre mobile de cinq ans sont restées inférieures à 0,2 des années 80 à 2007. Les corrélations de la croissance avaient tendance à être plus élevées parmi les paires de pays avancés que parmi les paires de pays émergents et en développement, ce qui est encore plus marqué pour les paires de pays du Groupe des Sept (G-7: Allemagne, Canada, États-Unis, France, Italie, Japon, Royaume-Uni), pour qui les corrélations moyennes se situent entre 0,3 et 0,4 au début des années 2000. Les corrélations de la croissance au sein des régions géographiques sont aussi relativement faibles (graphique 3.2, plage 3), bien qu’en Asie, elles aient atteint 0,3 après la crise asiatique10. Les corrélations fondées sur la croissance épurée de la tendance sont généralement plus élevées que celles fondées sur la croissance de la production, bien qu’elles suivent une évolution semblable (graphique 3.2, plages 2 et 4).

Graphique 3.2.Covariations de la production: 1978–2012

(Corrélations sur une période glissante de cinq ans pour divers groupes de pays)

Les corrélations de la croissance de la production sont restées relativement faibles pendant la plupart des trente dernières années. Ces corrélations ont néanmoins fortement augmenté à la fin de 2008, ce qui se voit pour tous les groupes de pays et toutes les régions.

Les corrélations fondées sur la production épurée de la tendance font état d’une même hausse importante.

Sources: Haver Analytics; FMI, Perspectives de l’économie mondiale; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note: Tous = toutes les paires de pays; PA = paires de pays avancés; PED = paires de pays émergents et en développement; PA–PED = paires de pays avancés–pays émergents et en développement; G-7 = paires de pays du G-7; ALC = paires de pays d’Amérique latine et des Caraïbes. Voir les groupements de pays à l’appendice 3.1. La ligne verticale indique le troisième trimestre de 2008, où Lehman Brothers a déposé le bilan. Les régions de la Communauté des États indépendants, du Moyen-Orient et de l’Afrique du Nord et de l’Afrique subsaharienne sont exclues des plages 3 et 4 par manque de données trimestrielles sur le PIB réel pour un nombre suffisant de pays.

Les corrélations de la croissance ont toutefois grimpé pendant la crise financière mondiale (graphique 3.2, plages 1 et 3). Après la faillite de Lehman Brothers en septembre 2008, il s’est un produit un fort effondrement, synchronisé et généralisé, de la production au quatrième trimestre de 2008 et au premier trimestre de 2009. Cet effondrement synchronisé a entraîné une forte hausse des corrélations de la croissance, qui ont dépassé 0,5 dans tous les groupes de revenu et toutes les régions géographiques, les corrélations les plus élevées étant observées dans les pays du G-7. La hausse des corrélations de la production épurée de la tendance est tout aussi forte. La suite de cette analyse se limite à étudier les corrélations de la croissance de la production.

Même si les corrélations à cinq ans semblent indiquer que les covariations de la production restent élevées, le graphique 3.1 nous indique que ces covariations sont déjà grandement retombées, ce qui est confirmé par l’utilisation de fenêtres plus courtes ou de corrélations instantanées (graphique 3.3). En observant les corrélations de la croissance sur une fenêtre mobile de deux ans, on constate un fort recul de la synchronisation de la production au premier trimestre de 2011 — au moment où le premier trimestre de 2009 sort de la fenêtre mobile. Deux mesures de la corrélation «instantanée» nous indiquent aussi que les covariations de la production moyenne sont maintenant bien inférieures à ce qu’elles étaient au plus fort de la crise financière mondiale (graphique 3.3, plage 2)11. Les corrélations de la croissance de la production en 2011–12 ont en fait été très proches de leur niveau d’avant la crise, malgré l’intensification de la crise en Europe pendant cette période12.

Graphique 3.3.Covariations de la production: retour aux niveaux d’avant la crise?

En utilisant des corrélations sur des périodes plus courtes ou des corrélations instantanées, on constate que les covariations de la production sont déjà revenues aux niveaux d’avant la crise.

Sources: Haver Analytics; FMI, Perspectives de l’économie mondiale; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note: La ligne verticale indique le troisième trimestre de 2008. Tous = toutes les paires de pays; PA = paires de pays avancés; PED = paires de pays émergents et en développement; PA–PED = le pays déclarant fait partie des pays avancés, et le pays partenaire, des pays émergents et en développement; G-7 = paires de pays du G-7. Voir les groupements de pays à l’appendice 3.1.

1 Basées sur les corrélations conditionnelles dynamiques d’un modèle mGARCH (représentées sur l’axe des ordonnées de gauche) et sur les quasi-corrélations moyennes (représentées sur l’axe des ordonnées de droite). La courbe bleue illustre les corrélations conditionnelles dynamiques du modèle mGARCH des taux trimestriels de croissance du PIB dans le G-20. La courbe rouge illustre la moyenne simple de (gitgi¯)(gjtg¯j)/σiσj

Les mêmes chocs que ceux qui ont fait fortement augmenter les covariations de la production ces dernières années pourraient-ils se reproduire? Pour répondre à cette question, il est nécessaire de se concentrer sur les facteurs sous-jacents de ces brusques variations des corrélations, ce qui nous occupe dans la section suivante.

Rôle des chocs communs et des liens financiers et commerciaux

Cette section étudie si les hausses des covariations mondiales correspondent à des événements historiques connus qui ont touché de nombreux pays en même temps et si les chocs qui caractérisent ces événements se sont transmis par des canaux identifiables, tels que les liens financiers et commerciaux.

Comment expliquer les fortes hausses des covariations de la production?

Vu l’effet considérable de la crise financière mondiale sur les covariations, il est naturel de se demander si d’autres événements historiques ont également été associés à de fortes augmentations des covariations. Ces hausses correspondent à des événements mondiaux ou régionaux bien connus (graphique 3.4, plage 1)13. Ceux-ci incluent le deuxième choc pétrolier de 1979 et les récessions qui ont débuté aux États-Unis et en Europe en 1980, la crise de la dette latino-américaine de la première moitié des années 80, le krach boursier du «vendredi noir» de 1987, la récession aux États-Unis en 1990–91, la crise du mécanisme de change européen (MCE) et la récession européenne de 1992, les crises tequila, asiatique et russe de la deuxième moitié des années 90, l’éclatement de la bulle Internet en 2000, suivie par une récession aux États-Unis et la récente crise financière mondiale. À l’exception du choc pétrolier de 1979, ces événements étaient soit de nature financière, soit associés à des ralentissements aux États-Unis ou en Europe.

Graphique 3.4.Comment expliquer les «chocs communs»?

Les hausses de la covariation mondiale correspondent à des événements mondiaux bien décrits, tels que des chocs pétroliers, des chocs financiers et des récessions dans les grands pays avancés. Les covariations de la production régionale confirment le rôle important des crises financières dans l’augmentation de la synchronisation de la production.

Sources: Laeven et Valencia (2012); calculs des services du FMI.

Note: ET = écart-type; AL = Amérique latine; MCE = mécanisme de change européen. Les courbes en bleu représentent les variables indicatrices temporelles d’une régression des quasi-corrélations instantanées sur les variables indicatrices des paires de pays et les variables indicatrices temporelles. Les récessions pour les États-Unis et la zone euro sont tirées respectivement du National Bureau of Economic Research et du Center for Economic and Policy Research. Les crises financières incluent les crises de change et de la dette, ainsi que les crises bancaires systémiques, tirées de Laeven et Valencia (2012); si un pays subit plus d’un type de crise pour une année donnée (par exemple des crises de change et bancaire jumelées), cela compte comme une seule crise.

1 Les effets fixes temporels dépassent 5 en 2008: T4 et en 2009: T1.

L’importance du rôle des chocs financiers dans les hausses des covariations de la production se révèle clairement sur les plages 2–4 du graphique 3.4. On y reproduit l’exercice précédent pour divers sous-échantillons régionaux, en superposant le nombre de crises financières dans la région, tirées de la chronologie de Laeven et Valencia (2012)14. Pour l’Asie, la crise de 1997–98 — pendant laquelle de nombreux pays ont subi la combinaison d’une crise de change et d’une crise bancaire systémique — est un choc commun dont l’effet sur les covariations régionales est presque aussi grand que celui de la récente crise mondiale. Pour l’Europe, il s’est produit un choc régional pendant la récession du début des années 80 et durant la crise du MCE au début des années 90, mais celles-ci ne sont rien à côté de la crise financière mondiale, où 18 pays dans la région ont connu une certaine forme de crise financière. Enfin, en Amérique latine, les chocs communs les plus prononcés sont les crises de la dette qui ont affecté de nombreux pays dans la région au début des années 80 et à nouveau en 1989–90, quand l’Argentine et le Brésil ont tous deux connus une crise financière.

La plage 1 du graphique 3.4 montre aussi que la récente crise financière mondiale — un choc financier originaire de la plus grande économie du monde, qui est aussi une place financière mondiale — dépasse tous les événements de l’échantillon en matière d’effets sur les covariations de la production. Elle dépasse même l’échelle du graphique, car ses effets sur les covariations de la production sont quatre fois plus grands que ceux de n’importe quel autre événement des dernières décennies.

Le message général à retenir est que les chocs financiers, même s’ils ne frappent que des pays en particulier, agissent souvent comme des chocs communs qui ont tendance à faire s’élever les covariations de la production au niveau régional ou mondial. Quand les chocs financiers proviennent d’un grand centre financier ou d’un pays majeur, les hausses des covariations qui en résultent sont disproportionnées.

Les liens financiers et commerciaux amplifient-ils les effets des chocs sur les covariations?

Pour évaluer le rôle amplificateur des liens financiers et commerciaux sur les effets des chocs, nous faisons régresser la corrélation de la croissance de la production entre les paires de pays sur les liens commerciaux et financiers entre ces pays15. Nous nous concentrons sur les dix dernières années, en divisant cette période en deux blocs de cinq ans: une période «normale» qui comprend les années d’avant la crise (2003–07) et une période «de crise» qui correspond aux cinq dernières années (2008–12). La période de crise est caractérisée par un choc financier majeur et la période normale est très probablement dominée par des chocs du côté de l’offre et de la demande dans l’économie réelle. Nous permettons aux effets des liens commerciaux et financiers de varier sur l’ensemble des deux périodes, puisque les chocs à l’œuvre pendant chaque période sont différents. Cela nous permet d’évaluer si l’effet des liens financiers et commerciaux est différent entre les phases calmes et les périodes de turbulences financières.

L’estimation économétrique indique qu’une intensification des liens financiers a tendance à réduire les corrélations de la production en période normale (tableau 3.1)16. Le coefficient de la variable des liens financiers est négatif et significatif, ce qui indique que des liens financiers accrus sont associés à une moindre synchronisation de la croissance de la production en temps normal. Le niveau des coefficients estimés semble montrer que, si une paire de pays passe du 25e au 75e centile en matière d’intégration financière — ce qui est semblable à la progression de l’intégration entre l’Italie et le Portugal ces dix dernières années —, la corrélation des taux de croissance baisserait de 0,1, un recul significatif étant donné que la corrélation moyenne de l’échantillon est de 0,2. Cela corrobore l’idée selon laquelle l’intégration financière permet aux pays de se diversifier pendant les périodes calmes et aux capitaux de se diriger là où ils sont les plus productifs17.

Tableau 3.1.Liens financiers et covariations internationales: deux périodes
(1)(2)(3)(4)(5)
Crise0,45***0,58***0,45***0,63***0,64***
(24,06)(9,89)(23,51)(8,88)(8,91)
Liens financiers−0,06**−0,06***−0,06*
(–2,03)(–2,12)(–1,94)
Liens financiers x crise0,03***0,02
(0,01)(0,02)
Liens commerciaux0,080,050,05
(1,16)(0,69)(0,70)
Liens commerciaux x crise2,610,03
(2,61)(1,27)
Effets fixesOuiOuiOuiOuiOui
Observations (N)539539539539539
R carré0,7200,7230,7130,7210,727
Paires de pays307307307307307
Note: Ce tableau indique les coefficients des effets fixes du panel (des paires de pays) estimés pour deux périodes non imbriquées de cinq ans, à savoir 2003: T1–2007: T4 et 2008: T1–2012: T4, pour toutes les paires de pays. La variable dépendante est la corrélation par paire du PIB réel par habitant entre le pays i et le pays j pour chacune des deux périodes. La période de crise est égale à 1 pour la deuxième période (et à zéro pour la première). Les liens financiers sont mesurés par le log de la part du stock de créances et d’engagements bilatéraux entre les pays i et j pour le trimestre t par rapport à la somme de l’exposition globale des deux pays au début de chaque période. Les statistiques T pour les erreurs robustes sont indiquées entre parenthèses. *, **, *** indiquent respectivement une significativité au niveau de 10 %, 5 % et 1 %.
Note: Ce tableau indique les coefficients des effets fixes du panel (des paires de pays) estimés pour deux périodes non imbriquées de cinq ans, à savoir 2003: T1–2007: T4 et 2008: T1–2012: T4, pour toutes les paires de pays. La variable dépendante est la corrélation par paire du PIB réel par habitant entre le pays i et le pays j pour chacune des deux périodes. La période de crise est égale à 1 pour la deuxième période (et à zéro pour la première). Les liens financiers sont mesurés par le log de la part du stock de créances et d’engagements bilatéraux entre les pays i et j pour le trimestre t par rapport à la somme de l’exposition globale des deux pays au début de chaque période. Les statistiques T pour les erreurs robustes sont indiquées entre parenthèses. *, **, *** indiquent respectivement une significativité au niveau de 10 %, 5 % et 1 %.

En période de crise, néanmoins, cette association négative s’atténue, car les chocs du secteur financier se transmettent par les relations financières. Les corrélations de la croissance des pays qui sont plus étroitement intégrés les uns avec les autres au travers du système bancaire international ont plus augmenté pendant la crise. Cela concorde avec l’idée selon laquelle les liens financiers, s’ils facilitent une allocation efficiente des capitaux en temps normal, transmettent également les grands chocs financiers pardelà les frontières en temps de crise. Bien que l’effet partiel de l’intégration financière sur la synchronisation de la production lors de la crise récente se soit inversé pour devenir positif, l’effet global reste négatif; à savoir, la crise n’a fait qu’affaiblir la relation globalement négative entre l’intégration financière et la synchronisation de la production en la réduisant environ de moitié.

En revanche, la plupart de la hausse des corrélations est représentée par la variable indicatrice de la crise elle-même. Cela indique que, même si les liens financiers contribuent à propager les tensions financières aux autres pays, d’autres facteurs ont joué un rôle bien plus important dans l’accroissement de la synchronisation de la production. En d’autres termes, il y a eu, lors de la crise récente, un élément très important de choc commun, ce que défendent, entre autres, Bacchetta et van Wincoop (2013), quand ils affirment que la panique mondiale et les anticipations autoréalisatrices ont joué un rôle important dans la crise financière mondiale.

Enfin, contrairement aux effets significatifs des liens financiers sur les covariations de la production, l’influence mesurée des liens commerciaux n’est pas statistiquement significative. Cela peut être dû au fait que les données sur les échanges varient de façon limitée d’un trimestre à l’autre quand on les compare aux données sur la finance, puisque la méthodologie utilisée ici évalue l’effet des variations des liens financiers et commerciaux sur les variations des corrélations de la production. Comme l’indiquent Frankel et Rose (1998) et bien d’autres, le niveau des liens commerciaux est, sur le long terme, fortement et positivement associé au niveau des covariations de la production18.

Une version multipériode de la même régression — qui utilise l’échantillon complet remontant à 1980 et qui permet d’inclure ou d’exclure des variables indicatrices temporelles — corrobore les conclusions précédentes. Les résultats confirment le constat selon lequel 1) une plus grande intégration financière a tendance à faire baisser les covariations de la production en temps normal, et 2) cet effet s’affaiblit pendant les crises, ce qui tend à entraîner une plus grande synchronisation dans les paires de pays qui sont plus étroitement intégrées sur le plan financier.

Répercussions des chocs spécifiques aux pays dans les autres pays et rôle des liens financiers et commerciaux

Le retour des corrélations au niveau d’avant la crise ne signifie pas que les effets de contagion ne sont plus pertinents ni dignes d’être analysés. Comme on le démontre dans cette section, divers chocs dans les grandes économies peuvent influer sur la production dans les autres pays.

L’analyse dans cette section étudie l’effet des chocs spécifiques aux pays sur la production dans les autres pays et le rôle des liens commerciaux et financiers dans la transmission de ces chocs, en appliquant la démarche statistique de Romer et Romer (2010), entre autres. Nous utilisons notamment deux spécifications économétriques, tout d’abord pour déterminer si ces chocs ont un effet tangible sur les autres pays et ensuite pour savoir si les effets varient selon l’étroitesse des liens. La première spécification estime la réponse moyenne de la croissance du PIB réel dans les autres pays à des chocs courants ou passés originaires de l’une des grandes économies (Chine, États-Unis, zone euro, Japon). La deuxième spécification permet à la réponse de la production de varier selon la force des liens commerciaux et financiers entre chaque pays et le pays d’origine du choc, pour estimer les effets de contagion qui passent par les canaux conventionnels19.

Nous étudions plusieurs types de chocs dans notre analyse. Premièrement, nous nous penchons sur les évolutions inattendues de la croissance en Chine, aux États-Unis, dans la zone euro et au Japon. Ces chocs sont définis pour un trimestre-pays donné comme l’écart par rapport à la croissance moyenne du pays pendant la période entière et par rapport à la croissance moyenne pour tous les pays de l’échantillon ce trimestre-là (Morgan, Rime et Strahan, 2004). L’analyse étudie ensuite les chocs financiers, comme la faillite de Lehman Brothers; une mesure du risque dans le secteur bancaire (fondée sur les marges sur les CDS — credit default swaps) pour la zone euro et les États-Unis et la prime excédentaire sur les obligations des entreprises américaines (Gilchrist et Zakrajšek, 2012). Enfin, l’analyse porte sur les chocs de politique budgétaire, tels que des variations fiscales exogènes identifiées par Romer et Romer (2010) pour les États-Unis et par Devries et al. (2011) pour la zone euro, ainsi que les chocs de politique monétaire exogènes identifiés par Coibion (2012) aux États-Unis20.

Effets estimés des chocs spécifiques aux pays

Nous commençons notre analyse en examinant l’effet des évolutions inattendues de la croissance dans les grandes économies sur la production dans les autres pays. Il est à noter que les évolutions inattendues de la croissance telles qu’on les définit ci-avant n’identifient pas la source sous-jacente du choc, qui pourrait affecter le secteur réel ou financier. Ces régressions doivent donc être vues comme des indications des liens généraux de la production, sans structure profonde; c’est pourquoi nous nous gardons bien d’interpréter le signe de ces évolutions inattendues de la croissance ou le mécanisme de transmission à l’œuvre dans ces résultats. Comme on l’évoque dans le cadre conceptuel, les évolutions inattendues de la croissance dans un pays peut entraîner une hausse ou une baisse du taux de croissance des autres pays, selon le type de choc sous-jacent de ces évolutions inattendues de la croissance et la riposte économique qui y est apportée21. Après les évolutions inattendues de la croissance, nous étudions plus en détail des chocs bien identifiés, tels que les chocs exogènes de politique budgétaire et monétaire et les chocs financiers, ainsi que leurs effets de contagion.

Évolutions inattendues de la croissance: Les évolutions inattendues de la croissance aux États-Unis ont des effets plus prononcés et plus durables que les chocs affectant l’activité économique en Chine, en Europe ou au Japon. En général, les effets sont modestes quand la croissance varie de façon inattendue dans les grands pays autres que les États-Unis, bien que les effets sur les pays voisins aient tendance à être plus élevés22. Plus particulièrement, une hausse inattendue de la croissance de 1 % aux États-Unis fait augmenter la production dans les autres pays de 0,2 % après deux ans; l’effet des évolutions inattendues de la croissance en Chine et au Japon est d’environ 0,1 %; pour la zone euro, l’effet est proche de zéro (graphique 3.5). Néanmoins, certains éléments démontrent que les effets des évolutions inattendues de la croissance en Chine et au Japon ont tendance à être plus élevés dans les autres pays asiatiques23, alors que les effets des évolutions inattendues de la croissance dans la zone euro ont tendance à être plus significatifs dans les autres pays européens (graphique 3.6). L’effet plus faible des évolutions inattendues de la croissance en Chine et au Japon est peut-être simplement le reflet de la différence de poids économique entre ces pays et les États-Unis.

Graphique 3.5.Évolutions inattendues de la croissance aux États-Unis, dans la zone euro, en Chine et au Japon et effets sur la croissance dans les autres pays

Les effets de contagion d’une baisse inattendue de la croissance aux États-Unis ont tendance à être plus grands et plus persistants que ceux des autres grandes économies comme la Chine, la zone euro et le Japon.

Source: calculs des services du FMI.

Note: L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 représente le mois où l’évolution de la croissance est inattendue. Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

Graphique 3.6.Effet maximal des baisses inattendues de la croissance sur les autres régions

Les baisses inattendues de la croissance aux États-Unis et dans la zone euro auraient l’effet le plus marqué en Europe; une baisse inattendue de la croissance en Chine et au Japon aurait l’effet le plus prononcé en Asie.

Source: calculs des services du FMI.

Note: ALC = Amérique latine et Caraïbes.

Chocs financiers: Les crises financières sont généralement associées à des effets significatifs et durables sur la production (Cerra et Saxena, 2008; Reinhart et Ro-goff, 2009; chapitre 4 de l’édition d’octobre 2009 des Perspectives de l’économie mondiale). L’effondrement de Lehman Brothers n’a pas fait exception. En particulier, il a fait baisser la production dans les autres pays d’environ 7½ % après huit trimestres, chiffre à comparer avec un recul du PIB réel des États-Unis d’environ 9½ % (graphique 3.7, plage 1). Cette baisse quasiment identique confirme le point de vue selon lequel la crise de Lehman Brothers a agi comme un choc commun, bien qu’elle soit originaire des États-Unis (graphique 3.4).

Graphique 3.7.Effets internationaux des chocs financiers

(100 points de base)

La crise de Lehman Brothers a eu un effet significatif et persistant sur la production dans les autres pays. Plus généralement, les chocs financiers aux États-Unis ont tendance à avoir des effets d’entraînement significatifs sur la production dans les autres pays, alors que les chocs financiers dans la zone euro ont des effets plus limités.

Source: calculs des services du FMI.

Note: L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 indique le trimestre du choc financier. Les lignes en pointillés représentent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

1 L’effet des chocs financiers des États-Unis et de la zone euro est estimé jusqu’à quatre trimestres, car les séries temporelles pour ces chocs sont courtes.

Plus généralement, les chocs financiers aux États-Unis ont tendance à avoir des effets significatifs sur la production dans les autres pays, alors que les chocs financiers dans la zone euro ont des effets plus limités. Une augmentation de 1 écart-type de l’indicateur de risque fondé sur les marges des CDS aux États-Unis tend à faire reculer le PIB réel dans les autres pays d’environ 2 % après un an (graphique 3.7, plage 2), mais un choc de la même ampleur dans la zone euro fait baisser le PIB réel dans les autres pays d’environ ½ % après un an (graphique 3.7, plage 3)24. C’est-à-dire que, si l’indicateur de risque adossé sur les marges des CDS aux États-Unis atteignait le niveau observé pendant la crise de Lehman Brothers (où les marges se sont accrues de 1,8 écart-type), la production baisserait d’environ 3,2 % dans les autres pays; et une hausse de l’indicateur de risque basé sur les marges des CDS dans la zone euro pour atteindre le niveau observé au plus fort des turbulences financières en Europe (environ 3½ écarts-types) ferait baisser la production dans les autres pays d’environ 1,8 %. L’effet d’une recrudescence des tensions dans le secteur bancaire américain serait le plus prononcé en Europe et en Asie, alors que les tensions du secteur financier dans la zone euro auraient le plus d’effet dans les autres pays d’Europe et en Amérique latine (graphique 3.8).

Graphique 3.8.Effets des chocs financiers des États-Unis et de la zone euro

Une recrudescence des tensions financières dans le secteur bancaire aux États-Unis aurait l’effet le plus prononcé en Europe et en Asie, alors que les tensions du secteur financier dans la zone euro auraient des effets plus marqués dans les autres pays d’Europe et les pays d’Amérique latine.

Source: calculs des services du FMI.

Note: ALC = Amérique latine et Caraïbes.

Chocs budgétaires: Les estimations existantes des répercussions budgétaires indiquent que, bien qu’elles soient généralement limitées en moyenne, elles ont tendance à être marquées dans le cas des chocs provenant des grandes économies (Beetsma, Giuliodori et Klaassen, 2006) et des chocs qui se produisent pendant les ralentissements économiques (Auerbach et Gorodnichenko, à paraître) et les effets de contagion ont tendance à devenir importants pour les pays étroitement interconnectés (Beetsma, Giuliodori et Klaassen, 2006; Bénnasy-Quéré et Cimadomo, 2012). Les résultats concernant les chocs budgétaires aux États-Unis indiquent que les effets sur la production dans les autres pays sont généralement importants et durables. En particulier, nous observons qu’une hausse d’impôts de 1 % du PIB aux États-Unis fait généralement baisser la production dans les autres pays d’environ 1½ % après trois ans, ce qu’il faut comparer à une contraction de la production aux États-Unis d’environ 2½ % (graphique 3.9, plage 1)25. L’effet est plus fort (supérieur à 1 %) en Amérique latine et en Europe et légèrement plus faible (environ 0,3 %) dans les pays asiatiques (graphique 3.10). Bien que les estimations de l’effet des chocs fiscaux aux États-Unis sur l’activité économique américaine cadrent avec les observations d’autres publications (Romer et Romer, 2010, pour les États-Unis; Cloyne, 2013, pour le Royaume-Uni; Alesina, Favero et Giavazzi, 2012; Guajardo, Leigh et Pescatori, à paraître, pour un panel de pays), on trouve dans les publications existantes une large gamme d’estimations. En outre, on étudie à l’appendice 3.3 l’effet des rééquilibrages budgétaires par les dépenses, pour conclure que ces derniers ont des effets de contagion plus faibles et moins persistants que les rééquilibrages par les impôts26.

Graphique 3.9.Effets internationaux des chocs de politique budgétaire

(100 points de base)

Les chocs budgétaires aux États-Unis ont tendance à avoir des effets d’entraînement conséquents, alors que les chocs de politique budgétaire dans la zone euro ont tendance à avoir des effets plus limités.

Source: calculs des services du FMI.

Note: Les lignes en pointillés représentent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

1 L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 indique le trimestre du choc budgétaire.

2 L’unité en abscisse est l’année; t = 0 indique l’année du choc budgétaire.

Graphique 3.10.Effet maximal des chocs de politique budgétaire dans les autres régions

Si l’effet de contagion d’un durcissement budgétaire aux États-Unis est le plus marqué en Amérique latine, un durcissement budgétaire dans la zone euro a l’impact le plus prononcé en Europe.

Source: calculs des services du FMI.

Note: ALC = Amérique latine et Caraïbes.

Les chocs de politique budgétaire dans la zone euro tendent à avoir des effets plus limités. En particulier, nous constatons qu’une hausse d’impôts de 1 % du PIB dans la zone euro fait généralement baisser la production dans les autres pays d’environ ½ % après trois ans, à comparer avec une contraction de la production dans la zone euro d’environ 1½ % (graphique 3.9, plage 2)27. L’effet de contagion d’un durcissement budgétaire dans la zone euro est plus prononcé dans les autres pays d’Europe et en Amérique latine, mais plus faible dans les pays asiatiques (graphique 3.10, plage 2).

Chocs monétaires: Les chocs de politique monétaire dans les grands pays — que l’on définit comme les variations des taux directeurs qui n’interviennent pas en réaction à l’inflation ou à la conjoncture — peuvent avoir un impact fort sur les conditions économiques dans les autres pays, particulièrement ceux qui ont des régimes de change fixes (di Giovanni et Shambaugh, 2008)28. Nous observons principalement que les chocs de politique monétaire aux États-Unis ont tendance à avoir un effet significatif sur l’activité économique dans les autres pays29. En particulier, l’analyse du présent chapitre conclut qu’une augmentation inattendue de 100 points de base des taux directeurs aux États-Unis fait généralement se contracter la production industrielle dans les autres pays d’environ 0.7 % après huit mois, à comparer à 1,7 % aux États-Unis (graphique 3.11)30. L’effet varie néanmoins selon les régions, les pays d’Amérique latine étant ceux qui enregistrent généralement la plus forte contraction de la production (graphique 3.12).

Graphique 3.11.Effet international des chocs de politique monétaire sur la production industrielle

(100 points de base)

Les chocs affectant la politique monétaire des États-Unis ont tendance à avoir des effets d’entraînement conséquents.

Source: calculs des services du FMI.

Note: Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle. On représente en ordonnée l’effet cumulé sur la production industrielle. L’unité en abscisse est le mois; t = 0 indique le mois du choc de politique monétaire.

Graphique 3.12.Effet maximal des chocs de politique monétaire dans les autres régions

Un durcissement de la politique monétaire aux États-Unis a l’effet le plus prononcé en Amérique latine et en Asie.

Source: calculs des services du FMI.

Note: ALC = Amérique latine et Caraïbes.

Canaux de transmission: rôle des liens financiers et commerciaux

Les faits empiriques présentés ci-avant suggèrent que les chocs idiosyncratiques aux États-Unis ont tendance, en moyenne, à avoir des effets prononcés sur l’activité économique dans les autres pays. Quel est le rôle des liens commerciaux et financiers dans la transmission de tels chocs spécifiques?

Dans le cas des chocs financiers, les éléments fournis par les publications existantes sur les effets de contagion permettent d’affirmer qu’ils se diffusent principalement par le biais des liens financiers (Forbes, 2013; Claessens, Tong et Zuccardi, 2012). Pour ce qui est des chocs affectant la politique budgétaire, les études indiquent que les liens commerciaux sont les canaux les plus importants (Auerbach et Gorodnichenko, à paraître; Beetsma, Giuliodori et Klaassen, 2006). Pour les chocs de politique monétaire, les preuves montrent qu’ils influent sur l’activité économiques des autres pays surtout par le canal du taux d’intérêt, alors que l’on constate que les liens financiers et commerciaux ne jouent pas un rôle significatif (di Giovanni et Shambaugh, 2008). Les résultats de l’analyse du présent chapitre corroborent ces conclusions (tableau 3.2), comme on le voit ci-dessous.

Tableau 3.2.Effets d’entraînement identifiés via les liens financiers et commerciaux
LiensChoc financierChoc de politique budgétaireChoc de politique monétaire
Liens financiers x choc−5,917−5,104−0,129−0,1140,504−0,052
(18,27)(13,27)(0,04)(0,03)(0,43)(0,00)
Liens commerciaux x choc−0,520−0,143−2,676*−3,331**2,5592,955
(0,02)(0,01)(2,44)(4,49)(1,00)(1,15)
Effets fixes temporelsNonOuiNonOuiNonOui
Observations (N)2,1832,1831,6331,6333,5673,567
R carré ajusté0,3900,3200,2100,2500,2600,330
Liens financiers–différentiel de production (%)−2,680−2,300−0,300−0,1000,230−0,020
Liens commerciaux–différentiel de production (%)−0,230−0,060−0,900−1,5001,1601,338
Note: Les effets sur la production des chocs financiers et de politique économique et les effets sur la production industrielle des chocs de politique monétaire sont tirés de l’équation estimée Δyit = αi + ⋈t + φ1(l)Shocktm + φ2(l)Globalt + φ3(l)Shocktm (LinkimtLinkim) + φ4(l)Linkimt + εit. Choc financier = crise de Lehman Brothers; choc budgétaire = variation exogène de la fiscalité (Romer et Romer, 2010); choc de politique monétaire = forte hausse exogène des taux d’intérêt (Coibion, 2012). Les liens sont définis comme étant le produit du choc et des liens financiers et commerciaux avec les États-Unis. Le différentiel de production (en pourcentage) mesure l’effet du choc sur la production dans un pays situé au niveau du 75e centile en matière de liens par rapport à un pays situé au niveau du 25e centile. Toutes les régressions incluent des effets fixes pays. Les statistiques F conjointement significatives, basées sur les erreurs-types robustes, sont indiquées entre parenthèses.
Note: Les effets sur la production des chocs financiers et de politique économique et les effets sur la production industrielle des chocs de politique monétaire sont tirés de l’équation estimée Δyit = αi + ⋈t + φ1(l)Shocktm + φ2(l)Globalt + φ3(l)Shocktm (LinkimtLinkim) + φ4(l)Linkimt + εit. Choc financier = crise de Lehman Brothers; choc budgétaire = variation exogène de la fiscalité (Romer et Romer, 2010); choc de politique monétaire = forte hausse exogène des taux d’intérêt (Coibion, 2012). Les liens sont définis comme étant le produit du choc et des liens financiers et commerciaux avec les États-Unis. Le différentiel de production (en pourcentage) mesure l’effet du choc sur la production dans un pays situé au niveau du 75e centile en matière de liens par rapport à un pays situé au niveau du 25e centile. Toutes les régressions incluent des effets fixes pays. Les statistiques F conjointement significatives, basées sur les erreurs-types robustes, sont indiquées entre parenthèses.

Les chocs financiers se transmettent majoritairement par le biais des liens financiers. L’effet d’entraînement des chocs financiers via les liens financiers est négatif et statistiquement significatif, tandis que l’effet se propageant par les échanges n’est pas statistiquement différent de zéro. Ces résultats cadrent avec les régressions des covariations présentées au tableau 3.1. En particulier, l’effet de contagion différentiel de la crise de Lehman Brothers entre un pays qui a des liens financiers relativement étroits avec les États-Unis (au niveau du 75e centile) et un pays dont les liens financiers sont relativement distants (au niveau du 25e centile) est compris entre –2,3 et –2,7 %, selon que l’on inclut ou pas les variables indicatrices temporelles dans la régression. En d’autres termes, après la crise de Lehman Brothers, la contraction de la production dans un pays qui a des liens financiers relativement forts avec les États-Unis a été entre 2,3 et 2,7 % plus intense que dans un pays dont les liens financiers sont relativement faibles.

Les chocs budgétaires se transmettent surtout par les biais des liens commerciaux. Les pays dont les liens commerciaux avec les États-Unis sont plus étroits connaissent des effets de contagion plus prononcés dus aux chocs de politique budgétaire. La contraction de la production d’un pays dont les liens commerciaux avec les États-Unis sont relativement forts (au niveau du 75e centile) est plus marquée de 0,9 à 1½ %, selon que l’on inclut ou pas les variables indicatrices temporelles dans la régression, que dans un pays qui a des liens commerciaux relativement faibles (au niveau du 25e centile).

Les chocs monétaires se transmettent surtout par le canal du taux d’intérêt, les liens financiers et commerciaux ayant des effets limités. Un choc affectant la politique monétaire aux États-Unis a tendance à faire augmenter les taux d’intérêt et se contracter la production dans les autres pays, et l’effet est de plus grande envergure dans les pays dont le taux de change est rattaché au dollar EU (encadré 3.2).

Les effets de contagion sont-ils plus prononcés pendant les récessions?

Nous étudions ici si les chocs financiers spécifiques aux pays ont des effets différents dans les autres pays pendant les périodes de crise31. Le graphique 3.13 semble indiquer que tel est le cas. Pour le cas des chocs financiers provoqués par les CDS aux États-Unis, les effets d’entraînement étaient marqués (une baisse d’environ 4 % de la production après un an) pendant la crise financière mondiale, mais relativement faibles (environ 1 % après un an) pendant les autres périodes32. De surcroît, l’importance des liens financiers en tant que canal de transmission s’est accrue durant la récession la plus récente. Ainsi, l’effet de la crise financière mondiale a été bien plus grand qu’on n’aurait pu le prédire d’après l’ampleur du choc financier sous-jacent, ce qui indique que d’autres facteurs impossibles à observer, comme une panique mondiale ou ce que Bacchetta et van Wincoop (2013) appellent une «remise en cause autoentretenue des anticipations», ont joué un rôle important.

Graphique 3.13.Effets des chocs affectant l’offre de crédit aux États-Unis

Les effets de contagion des chocs financiers provenant des États-Unis étaient marqués pendant la crise financière mondiale, mais relativement limités pendant les autres périodes.

Source: calculs des services du FMI.

Note: L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 indique le trimestre où s’est produit le choc affectant l’offre de crédit. Les lignes en pointillés représentent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

Résumé et conséquences pour les perspectives

La crise financière mondiale a provoqué un degré élevé de synchronisation de la production, sans précédent dans la période qui a suivi la Deuxième Guerre mondiale. Le présent chapitre illustre cette hausse de la covariation et prouve aussi que, ces deux dernières années, les covariations de la production sont retombées au niveau d’avant la crise. Le monde semble être revenu à un état plus normal de plus grande divergence des évolutions de la production, ce qui est cohérent avec la reprise «à plusieurs vitesses» observée et évoquée dans les éditions récentes des Perspectives de l’économie mondiale.

Les augmentations des corrélations de la production régionale et mondiale ont tendance à se produire pendant les crises financières, mais, quand la crise a lieu dans un pays comme les États-Unis, qui est à la fois une grande économie et une place financière mondiale, les effets sur la synchronisation de la production mondiale sont disproportionnés. Les tensions financières se propagent en partie par le biais des liens financiers, mais d’autres facteurs — comme la panique mondiale, la montée de l’incertitude et les coups de semonce qui modifient les perceptions des investisseurs — agissent comme un choc commun et jouent un rôle bien plus important. Ainsi, un choc financier de grande envergure pourrait pousser à nouveau les économies du monde à passer ensemble par les mêmes hauts et les mêmes bas. Comme le démontre ce chapitre, les hausses des covariations de la production mondiale ont souvent été sous-tendues par de grands chocs financiers, tels que des crises bancaires ou la faillite d’un établissement financier mondial, comme ce fut le cas avec l’effondrement de Lehman Brothers en 2008. Il existe encore de nombreuses institutions financières d’importance systémique dont l’envergure est mondiale. D’autre part, comme on le souligne dans les dernières éditions du Rapport sur la stabilité financière dans le monde, les progrès en matière de réforme financière mondiale ont été incomplets, l’économie mondiale reste donc vulnérable au risque qu’une de ces grandes institutions financières d’importance systémique fasse faillite.

Même si ce sont les liens financiers qui transmettent les tensions financières par-delà les frontières en temps normal, où les chocs du côté de l’offre et de la demande dans l’économie réelle dominent, ces liens facilitent une allocation efficiente des capitaux. L’essentiel est de pré-server les avantages d’une plus grande intégration financière tout en réduisant au minimum les risques connexes grâce à une meilleure supervision prudentielle, notamment en renforçant la coordination et la collaboration.

Divers chocs en provenances des grandes économies peuvent influer sur la production dans les autres pays. En particulier, le présent chapitre met en lumière les effets d’entraînement potentiels de différents risques:

  • Une recrudescence des turbulences financières dans la zone euro aurait un effet significatif sur la production dans les autres pays, même s’il serait sensiblement moins grand que celui des chocs financiers en provenance des États-Unis. Ces effets varieraient selon les régions: un regain de tension dans le secteur bancaire aux États-Unis aurait l’effet le plus prononcé en Europe et en Asie, alors que des tensions dans le secteur financier dans la zone euro auraient un effet plus grand sur les autres pays d’Europe et sur l’Amérique latine.

  • Un ralentissement de la croissance en Chine plus marqué que prévu est actuellement une préoccupation majeure. Ce chapitre constate que les effets les plus grands se feraient sentir en Asie et en Amérique latine.

  • Puisque les chocs budgétaires se transmettent principalement par les liens commerciaux, ce sont les pays qui ont les liens commerciaux les plus étroits avec le pays en rééquilibrage qui connaîtront les plus grands effets d’entraînement. En réaction à un durcissement budgétaire aux États-Unis, c’est en Amérique latine que les effets de contagion sur l’économie réelle seraient les plus grands.

  • On craint aussi actuellement les effets d’une normalisation des taux d’intérêt aux États-Unis qui serait plus rapide que ne le justifie la conjoncture. Pour un pays donné, l’ampleur réelle des effets de contagion d’un choc affectant les taux d’intérêt aux États-Unis ne semble pas varier en fonction des liens commerciaux et financiers avec les États-Unis, mais plutôt en fonction du rattachement de son taux de change au dollar EU. Un relèvement des taux d’intérêt américains a l’effet le plus marqué en Amérique latine, tout en ayant aussi des effets significatifs en Asie et en Europe.

Pour les responsables économiques, ces résultats indiquent que tous les effets de contagion potentiels ne sont pas à craindre de la même façon: leur ampleur dépend de la nature du choc et de l’étroitesse des liens. En général, les chocs provenant des États-Unis sont encore les plus cruciaux du point de vue mondial, mais la Chine, la zone euro et le Japon sont des sources de contagion importantes pour les régions dont les liens avec ces économies sont étroits.

S’agissant des effets d’entraînement d’une normalisation de la politique monétaire aux États-Unis, les conclusions du présent chapitre indiquent que ces effets dépendent largement du régime de change du pays touché. Toutefois, les effets de contagion de l’abandon de l’assouplissement quantitatif sont plus difficiles à évaluer parce qu’il risque de s’accompagner d’une variété de défis opérationnels et d’autres défis pour l’action publique33. Même si la Réserve fédérale dispose de divers outils pour l’aider à gérer l’abandon des orientations hautement accommodantes de sa politique économique, il sera essentiel de faire preuve d’une agilité accrue dans l’action publique, de prudence dans l’élaboration du calendrier et d’efficacité dans la communication.

Enfin, l’importance des chocs communs dans les effondrements synchronisés de la production pourrait donner à la coordination des politiques économiques un rôle particulier à jouer pendant de telles périodes34. Un élément de la coordination pendant les crises tient à l’aspect financier. Pendant les paniques mondiales, les liquidités sont rares pour tout le monde, et des injections coordonnées de liquidités — par exemple, sous forme de lignes de swap entre les banques centrales, qui peuvent être cruciales pour soutenir les liquidités et la stabilité des financements sur divers marchés interbancaires — représentent une part essentielle de la riposte à la crise. Comme le constatent Spilimbergo et al. (2008), la dimension internationale de la crise signifie que, sans coordination, les pays peuvent finir par pratiquer une relance budgétaire trop faible (à cause des fuites qui réduisent l’effet intérieur ou des incitations à se comporter comme un passager clandestin par rapport à la relance des autres), ou trop forte (car les fuites impliquent qu’il est nécessaire d’en faire plus pour parvenir à un certain niveau de stabilisation de la production). Si tous les pays agissent de concert, l’ampleur de la relance nécessaire pour chaque pays est réduite, ce qui vient défendre une approche coordonnée de la relance budgétaire. Le besoin d’une surveillance multilatérale reste critique même pendant les périodes calmes pour prévenir les effondrements synchronisés de la production engendrés par une autre crise.

Appendice 3.1. Définitions des données, sources et groupements de pays

Définitions et sources des données

Les sources primaires des données du présent chapitre sont l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE), la Banque des règlements internationaux (BRI), Haver Analytics, Bloomberg, L.P., et les bases de données des Perspectives de l’économie mondiale (PEM), Global Data Source (GDS) et Direction of Trade Statistics (DOTS) du FMI. On donne la liste des variables au tableau 3.3, les sources multiples étant indiquées dans l’ordre dans lequel elles sont raccordées. On donne au tableau 3.4 la liste des pays inclus dans l’analyse et les définitions des groupements de pays utilisés dans ce chapitre.

Tableau 3.3.Sources des données
VariableSource
Conjoncture mondiale
PIB réel (trimestriel, corrigé des variations saisonnières, en monnaie locale)FMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Liens commerciaux et financiers
Liens commerciaux (en pourcentage des échanges globaux)FMI, base de données de Direction of Trade Statistics
Liens financiers (en pourcentage des échanges globaux)Banque des règlements internationaux
Mesures de la synchronisation
Corrélation bilatérale glissante de la croissance du PIBFMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Corrélation bilatérale glissante des composantes conjoncturelles (logarithme naturel du PIB, mesure basée sur le filtre de Hodrick-Prescott)FMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Corrélation bilatérale glissante des composantes conjoncturelles (logarithme naturel du PIB, mesure basée sur les moyennes glissantes)FMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Corrélation bilatérale glissante des composantes conjoncturelles (logarithme naturel du PIB, mesure basée sur le filtre de Baxter-King)FMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Corrélation bilatérale glissante des composantes conjoncturelles (logarithme naturel du PIB, mesure basée sur le filtre de Christiano-FitzgeraldFMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Quasi-corrélations moyennesFMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Corrélations conditionnelles dynamiques d’après le modèle mGARCH (hétéroscédasticité conditionnelle autorégressive généralisée multivariée)FMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Chocs macroéconomiques
Chocs liés aux évolutions inattendues de la croissanceFMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale; FMI, Global Data Source; Organisation de coopération et de développement économiques
Incertitude mondialeIndice VXO du marché des options de Chicago, calculé à partir des options du S&P 100
Chocs financiersBloomberg, L.P.; calculs des services du FMI
Chocs de politique budgétaire aux États-UnisRomer et Romer (2010)
Chocs de politique monétaire aux États-UnisCoibion (2012)
Tableau 3.4.Groupes de pays
Pays avancés1
États-Unis
Zone euro
Allemagne
France
Italie
Espagne
Pays-Bas
Belgique
Autriche
Grèce
Portugal
Finlande
Irlande
République slovaque
Slovénie
Luxembourg
Estonie
Chypre
Malte
Japon
Royaume-Uni
Canada
Corée
Australie
Taiwan, province chinoise de
Suède
Hong Kong (RAS)
Suisse
Singapour
République tchèque
Norvège
Israël
Danemark
Nouvelle-Zélande
Islande
Pays émergents et en développement2
Europe émergente
Bulgarie
Croatie
Hongrie
Lettonie
Lituanie
Pologne
Roumanie
Serbie
Turquie
Asie en développement
Chine
Inde
Indonésie
Malaisie
Philippines
Thaïlande
Vietnam
Amérique latine et Caraïbes
Argentine
Brésil
Chili
Colombie
Mexique
Pérou
Venezuela
Communautés des États indépendants
Bélarus
Moldova
Russie
Ukraine
Moyen-Orient, Afrique du Nord, Afghanistan et Pakistan
Pakistan
Afrique subsaharienne
Afrique du Sud

Les pays avancés sont organisés selon la taille de leur économie. Saint-Marin, qui fait partie du groupe des pays avancés dans les PEM, est exclu de l’analyse dans ce chapitre par manque de données trimestrielles. Les pays du G-7 comprennent l’Allemagne, le Canada, les États-Unis, la France, l’Italie, le Japon et le Royaume-Uni.

Les pays émergents et en développement sont indiqués par région puisque, dans certains cas, on utilise dans ce chapitre des classifications régionales.

Les pays avancés sont organisés selon la taille de leur économie. Saint-Marin, qui fait partie du groupe des pays avancés dans les PEM, est exclu de l’analyse dans ce chapitre par manque de données trimestrielles. Les pays du G-7 comprennent l’Allemagne, le Canada, les États-Unis, la France, l’Italie, le Japon et le Royaume-Uni.

Les pays émergents et en développement sont indiqués par région puisque, dans certains cas, on utilise dans ce chapitre des classifications régionales.

Les liens commerciaux bilatéraux sont établis en prenant le (log) de la part des exportations et importations réelles bilatérales dans les exportations et importations globales des deux pays, les données étant tirées de la base de données DOTS.

Les liens financiers bilatéraux sont établis en prenant le (log) de la part des créances et des engagements bilatéraux réels des banques dans les créances et les engagements globaux des deux pays, à partir de données confidentielles tirées des Locational banking statistics de la BRI.

Toutes les mesures des covariations sont basées sur le PIB trimestriel réel en monnaie locale. Elles proviennent de la base de données des PEM et sont raccordées aux données de la base GDS et de l’OCDE. La mesure primaire de la covariation utilisée dans ce chapitre est la corrélation des taux de croissance du PIB réel, mais les corrélations fondées sur la production épurée de la tendance sont aussi utilisées à titre de comparaison. Les corrélations de la production épurée de la tendance du texte principal et des graphiques 3.1 et 3.2 sont basées sur un filtre avec une moyenne glissante rétrospective. Nous avons aussi étudié un filtre de Hodrick-Prescott (1997), qui élimine les tendances à basse fréquence et à long terme des séries sur la production, le filtre passe-bas de Baxter et King (1999), qui conserve les fluctuations de la production dont la fréquence est comprise entre 6 et 32 trimestres, et le filtre à marche aléatoire de Christiano et Fitzgerald (2003). Le graphique 3.14 indique la comparaison des covariations de la production obtenues avec ces filtres. Les corrélations de la production épurée de la tendance obtenues avec ces méthodes de filtrage suivent des orientations similaires, en particulier la brusque hausse de la fin des années 2000; toutefois, la forte augmentation de ces dernières années précède la crise financière mondiale. Cela s’explique par le fait que l’effondrement synchronisé de la production de fin 2008 et début 2009 tire la tendance vers le bas, même pendant les trimestres précédents (étant donné la nature bidirectionnelle de ces filtres, contrairement au filtre à moyenne glissante rétrospective qui est unidirectionnel), ce qui provoque une hausse douteuse des covariations dès 2006 et 2007.

Graphique 3.14.Comparaison des différentes mesures des covariations de la production

Sources: Haver Analytics; FMI, Perspectives de l’économie mondiale; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI. Note: La ligne verticale indique le troisième trimestre de 2008, où Lehman Brothers a déposé le bilan.

Appendice 3.2. Régressions multipériodes des covariations

Nous estimons une version multipériode de la régression à deux périodes décrite dans le texte principal. Le cadre économétrique suit celui de Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Perri (2013), qui contient une description et une analyse plus approfondies. Les régressions, portant sur des données trimestrielles, utilisent un indice de synchronisation période par période défini comme le négatif de la valeur absolue des différences de la croissance entre les pays. Cet indice, qui suit l’approche de Giannone, Lenza et Reichlin (2010), est simple et facile à appréhender. De surcroît, il n’est pas sensible au choix de la méthode de filtrage, qui peut affecter les corrélations de la production épurée de la tendance, ni à la durée de la période glissante utilisée, qui peut affecter les corrélations de manière plus générale.

Nous estimons la régression suivante d’après l’approche des «doubles différences»:

Comvmtij,t est la corrélation des taux de croissance entre les pays i et j pendant la période t; Finlinkij,t–1 et Tradelinkij,t–1 représentent respectivement les décalages des liens financiers et commerciaux bilatéraux entre les pays i et j, et Crisist est une variable indicatrice égale à 1 en période de crise.

Pour la version multipériode de la régression portant sur la période complète de l’échantillon (de 1978 à 2012), les estimations cadrent avec les résultats indiqués dans le texte principal (tableau 3.5). L’effet de la finance est négatif en temps normal, mais positif en période de crise. L’inclusion ou l’exclusion des variables indicatrices temporelles n’a pas d’incidence sur les résultats.

Tableau 3.5.Liens financiers et covariations internationales sur plusieurs périodes
(1)(2)
Liens financiers−0,40***−0,39***
(–5,43)(–4,35)
Crise0,27
(0,56)
Liens financiers x crise0,47***0,35***
(4,73)(3,59)
Effets fixes par paire de paysOuiOui
Effets fixes temporelsNonOui
Observations (N)24.83524.835
R carré (interne)0,710,71
Note: Le tableau indique les coefficients des effets fixes du panel (par paire de pays) estimés pour la période 1978: T1–2012: T4, pour toutes les paires de pays. La variable dépendante (la synchronisation du PIB) est égale à moins un multiplié par la valeur absolue de la différence entre les taux de croissance du PIB du pays i et du pays j pour le trimestre t. Les liens financiers sont mesurés par le log de la part du stock de créances et d’engagements bilatéraux entre les pays i et j pour le trimestre précédent par rapport à la somme de créances et engagements extérieurs des deux pays dans le monde entier pour la période précédente. L’indicateur de la crise est égal à 1 pour tous les trimestres entre 2008: T3 et 2009: T2 (et à zéro pour toutes les autres périodes). Les statistiques t pour les erreurs robustes sont indiquées. *** indique une significativité au niveau de 1 %.
Note: Le tableau indique les coefficients des effets fixes du panel (par paire de pays) estimés pour la période 1978: T1–2012: T4, pour toutes les paires de pays. La variable dépendante (la synchronisation du PIB) est égale à moins un multiplié par la valeur absolue de la différence entre les taux de croissance du PIB du pays i et du pays j pour le trimestre t. Les liens financiers sont mesurés par le log de la part du stock de créances et d’engagements bilatéraux entre les pays i et j pour le trimestre précédent par rapport à la somme de créances et engagements extérieurs des deux pays dans le monde entier pour la période précédente. L’indicateur de la crise est égal à 1 pour tous les trimestres entre 2008: T3 et 2009: T2 (et à zéro pour toutes les autres périodes). Les statistiques t pour les erreurs robustes sont indiquées. *** indique une significativité au niveau de 1 %.

L’effet économique des liens financiers est hautement significatif. Le coefficient de –0,4 en période normale signifie qu’une progression de l’intégration bilatérale du 25e centile au 75e centile de la répartition, ce qui est semblable à la hausse de l’intégration entre l’Italie et le Portugal sur la durée de notre échantillon, est suivie par une baisse moyenne de la synchronisation de la production de 1 point — c’est-à-dire, en moyenne, que le différentiel des taux de croissance s’accroît de 1 point de plus par rapport à avant. Néanmoins, pendant les périodes de crise et pour la même paire de pays, l’effet de l’intégration bancaire sur la synchronisation de la production devient positif, la hausse de la synchronisation étant de 0,8 point (c’est-à-dire qu’en moyenne, le différentiel des taux de croissance baisse de 0,8 point). Étant donné que le degré médian de synchronisation est de 4 % en matière de différentiel des taux de croissance du PIB, il s’agit là d’effets significatifs.

Les effets sont aussi conséquents du point de vue des variations. L’augmentation moyenne effective de la synchronisation est de 2 points pendant la crise financière mondiale. Ainsi, nos estimations à propos des liens financiers permettent d’expliquer deux cinquièmes de la variation effective des covariations de la production pendant la crise. L’effet estimé de la crise sur les liens financiers est plus grand quand nous ne neutralisons pas l’effet direct de la crise elle-même, puisque la plupart de l’effet dans ce cas est attribué à la transmission par les liens financiers. Dans ce cas, nous pouvons expliquer jusqu’à trois cinquièmes de l’augmentation effective des covariations en période de crise, et le reste s’explique par l’aspect commun du choc.

Appendice 3.3. Régressions de la croissance

Méthodologie empirique

Les techniques statistiques utilisées pour évaluer l’effet d’entraînement sur la production des chocs spécifiques aux pays et le rôle des liens commerciaux et financiers dans la transmission de ces chocs sont traditionnelles et suivent la démarche utilisée, entre autres, par Romer et Romer (2010).

Nous utilisons deux spécifications économétriques: l’une pour établir si ces chocs ont un impact tangible sur les autres pays et l’autre pour déterminer si les effets varient selon l’étroitesse des liens. Dans la première spécification, nous estimons la réponse moyenne de la croissance du PIB réel dans les autres pays à des chocs courants et passés, provenant de l’une des grandes économies (Chine, États-Unis, zone euro). En incluant des décalages, il est possible d’intégrer l’effet retardé des chocs spécifiques aux pays sur la production dans les autres pays.

La première spécification de la régression que nous estimons est la suivante:

où l’indice i représente le pays i, l’indice t le trimestre t, l’exposant m (m étant différent de i) représente le pays d’où provient le choc, y est le log du PIB réel, et Shock est le choc spécifique au pays examiné. La spécification inclut un ensemble complet de variables indicatrices pays (αi) pour tenir compte des différences entre les taux de croissance à long termes des pays, une tendance temporelle pour tenir compte d’une tendance commune dans les taux de croissance entre les pays et un ensemble de facteurs mondiaux, notamment les cours du pétrole et l’incertitude financière mondiale (Global). Ilzetzki et Jin (2013) ont utilisé une démarche semblable pour évaluer l’effet dynamique des chocs de politique budgétaire et monétaire aux États-Unis sur l’activité économique des autres pays.

Dans la seconde spécification, nous permettons à la réponse de la production de varier selon l’intensité des liens commerciaux et financiers entre chaque pays et le pays d’où provient le choc. En particulier, l’ensemble de variables explicatives est élargi pour inclure les liens entre le pays i et le pays m et l’interaction entre ces liens et le choc dans le pays m:

où le coefficient φ3 représente la différence entre les effets d’entraînement dans un pays dont les liens (commerciaux ou financiers, ou les deux) sont plus étroits par rapport à un pays dont les liens sont plus faibles. Les liens ont été corrigés des liens du pays moyen pour s’assurer que l’interprétation de φ1 reste cohérente entre les deux spécifications (Balli et Sørensen, à paraître). L’équation est estimée alternativement au moyen d’un ensemble complet de variables indicatrices temporelles pour tenir compte des chocs mondiaux et spécifiques aux pays non observés.

Enfin, nous évaluons aussi si les chocs spécifiques aux pays ont des effets différents sur les autres pays pendant les périodes de crise35. Pour ce faire, nous estimons la régression suivante:

D prend la valeur 1 pendant la récession aux États-Unis (2008: T3–2009: T2) et zéro pendant les autres périodes.

Les équations de régression sont estimées à partir de données trimestrielles pour un panel non équilibré de 34 pays avancés et 29 pays émergents et en développement pendant la période qui va de 1978: T1 à 2012: T4 (voir l’appendice 3.1).

Description des chocs

Les chocs étudiés dans l’analyse comprennent 1) les évolutions inattendues de la croissance aux États-Unis, dans la zone euro, en Chine et au Japon; 2) les chocs financiers aux États-Unis et dans la zone euro; 3) les chocs de politique budgétaire pour les États-Unis et la zone euro; et 4) les chocs de politique monétaire des États-Unis36.

Les évolutions inattendues de la croissance pour les États-Unis, la zone euro, la Chine et le Japon (graphique 3.15a) sont identifiées pour un trimestre-pays donné comme étant l’écart par rapport à la croissance moyenne dans ce pays sur l’ensemble de la période et par rapport à la croissance moyenne de tous les pays de l’échantillon ce trimestre-là. En particulier, en suivant la démarche de Morgan, Rime et Strahan (2004), les évolutions inattendues de la croissance sont identifiées comme étant les résidus (ε̂it) de la régression suivante:

Graphique 3.15a.Chocs dus aux évolutions inattendues de la croissance

(En pourcentage)
(En pourcentage)

Source: calculs des services du FMI.

y est le log du PIB réel et αi et γt sont respectivement des effets fixes pays et temporels.

Les chocs financiers étudiés dans l’analyse sont 1) la faillite de Lehman Brothers, 2) une mesure du risque du secteur bancaire pour les États-Unis et la zone euro basée sur les marges des CDS (credit default swap), et 3) la prime excédentaire sur les obligations d’entreprise aux États-Unis (Gilchrist et Zakrajšek, 2012).

La faillite de Lehman Brothers est identifiée comme étant une variable indicatrice qui prend la valeur 1 en 2008: T3 et zéro pendant les autres périodes37. La mesure du risque dans le secteur bancaire aux États-Unis (ou dans la zone euro) est obtenue en extrayant la première composante principale des CDS des 6 (45) plus grandes banques des États-Unis (de la zone euro) et en étudiant les innovations de la première composante principale qui sont orthogonales à la croissance passée et courante attendue de la production. En détail, on obtient les innovations en prenant les résidus (v̂i,graphique 3.15b, plages 2 et 3) de l’équation suivante:

Graphique 3.15b.Chocs financiers

(En pourcentage)
(En pourcentage)

Sources: Bloomberg, L.P.; Gilchrist et Zakrajšek (2012); calculs des services du FMI.

Note: CDS = credit default swap.

Pt est la première composante principale des CDS des banques américaines (de la zone euro), Δyt–j représente les taux de croissance passés du PIB réel, et Et–1Δyt est la croissance courante attendue de la production représentée de manière approchée par les prévisions de croissance des Perspectives de l’économie mondiale38. Enfin, la prime excédentaire sur les obligations de Gilchrist et Zakrajšek (2012) est la composante imprévisible des obligations d’entreprise aux États-Unis (graphique 3.15b, plage 4). Comme l’avancent Gilchrist et Zakrajšek (2012), une hausse de la prime excédentaire sur les obligations représente une baisse de la capacité effective du secteur financier à supporter les risques et, partant, une contraction de l’offre de crédit.

Les chocs de politique budgétaire (graphique 3.15c, plage 1) pour les États-Unis se composent des changements de la législation fiscale, identifiés par Romer et Romer (2010) à l’aide de documents descriptifs tels que les discours présidentiels et les rapports du Congrès, qui ne sont pas liés à des mesures anticycliques ni à des facteurs qui pourraient influer sur la production dans un avenir proche. Les chocs de politique budgétaire pour la zone euro sont calculés en agrégeant les mesures de rééquilibrage par les impôts identifiées par Devries et al. (2011), en suivant une démarche descriptive semblable.

Graphique 3.15c.Chocs de politique économique

(En pourcentage)

Sources: Coibion (2012); Romer et Romer (2010); calculs des services du FMI.

Les chocs de politique monétaire (graphique 3.15c, plage 3) sont les variations inattendues exogènes du taux des fonds fédéraux aux États-Unis, identifiées par Coibion (2012) comme étant les résidus d’une règle de Taylor estimée avec des paramètres qui varient dans le temps39. La démarche est semblable à celle proposée à l’origine par Romer et Romer (2004), mais elle permet de distinguer entre les innovations à la règle de la banque centrale (chocs de politique) et les modifications de la règle elle-même. Selon cette approche, les innovations aléatoires à la règle sont classées comme des chocs de politique monétaire, mais les changements de la politique économique tels que les changements de régime ou les modifications de l’inflation ou de la croissance du PIB visées sont représentés par les paramètres de la règle qui varient dans le temps et ne sont donc pas classés comme des chocs.

Tests de robustesse

Notre série de chocs reflète des événements et des politiques qui ne sont majoritairement pas liés à d’autres facteurs qui risquent d’influer à court terme sur l’activité économique étrangère. Ainsi, il n’y a pas de raison de s’attendre à une corrélation systématique entre ces chocs et les autres déterminants de la croissance de la production étrangère. Du point de vue économétrique, cela signifie que la série de chocs n’est pas liée au terme d’erreur de l’équation (3.1) et que les estimations de ϕ1 selon la méthode des moindres carrés ordinaires ne sont pas, en principe, biaisées. Nous évaluons ici dans quelle mesure nos résultats de référence sont affectés si nous ajoutons le décalage de la croissance de la production étrangère comme variable de contrôle:

En incorporant le décalage de la croissance de la production, nous pouvons neutraliser l’effet de la dynamique normale de la production. Puisque les déterminants qui influent sur la croissance de la production sont généralement exempts de corrélations sérielles, cela aide aussi à tenir compte de divers facteurs qui peuvent influer sur la croissance de la production à court terme.

Les graphiques 3.16ad illustrent les résultats obtenus en estimant l’équation 3.2 (courbe bleue) et l’équation 3.7, qui tient compte du décalage de la croissance de la production (courbe rouge). La fonction de réponse impulsionnelle de l’équation 3.7 inclut maintenant non seulement l’effet direct des chocs sur la production étrangère, mais aussi les effets propagés par la croissance passée. Le graphique démontre qu’il n’y a presque pas d’effet sur les résultats quand on tient compte du décalage de la croissance de la production. Les deux ensembles de fonctions de réponse impulsionnelle sont très proches l’un de l’autre, et la fonction de réponse impulsionnelle obtenue avec le décalage de la croissance de la production se situe dans les bandes de confiance associées aux résultats de référence.

Graphique 3.16a.Effet international des évolutions inattendues de la croissance aux États-Unis, dans la zone euro, en Chine et au Japon sur la croissance dans les autres pays

Source: calculs des services du FMI.

Note: L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 indique le trimestre de l’évolution inattendue de la croissance. Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

Graphique 3.16b.Effet international des évolutions inattendues de la croissance aux États-Unis et dans la zone euro sur la croissance dans les autres pays

Source: calculs des services du FMI.

Note: CDS = credit default swap. L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 indique le trimestre de l’évolution inattendue de la croissance. Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

Graphique 3.16c.Effet international des chocs de politique budgétaire sur la croissance dans les autres pays

Source: calculs des services du FMI.

Note: Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

1 L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 indique le trimestre du choc de politique budgétaire.

2 L’unité en abscisse est l’année; t = 0 indique l’année du choc de politique budgétaire.

Graphique 3.16d.Effet international des chocs de politique monétaire sur la croissance dans les autres pays

Source: calculs des services du FMI.

Note: L’unité en abscisse est le trimestre; t = 0 indique le trimestre du choc de politique monétaire. Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

Puisqu’il n’y a pas de raison de s’attendre à une corrélation systématique entre ces chocs et les autres déterminants de la croissance de la production étrangère, nous devrions aussi nous attendre à ce que les résultats soient robustes quand on exclut l’ensemble des variables de contrôle «mondiales» de l’analyse. Les graphiques 3.16a–d (courbe verte) indiquent que c’est généralement le cas. En effet, le graphique démontre que les résultats ne sont presque pas affectés quand on exclut les variables de contrôle mondiales de l’analyse. Les résultats pour les chocs financiers font exception, ce qui indique que les effets de contagion ont tendance à être plus grands quand on exclut les variables de contrôle mondiales de l’analyse. Ce n’est toutefois pas surprenant étant donné les corrélations élevées entre les chocs financiers et les incertitudes financières mondiales.

Effet de contagion sur la production des rééquilibrages par les impôts par rapport aux rééquilibrages par les dépenses

Un certain nombre d’études indique que les chocs liés aux rééquilibrages par les dépenses ont un effet moins grand sur la production intérieure que les chocs liés aux rééquilibrages par les impôts40. Il est naturel de se demander si les chocs liés aux baisses des dépenses et aux hausses d’impôts ont des effets d’entraînement différents. Nos résultats indiquent que c’est le cas. Le graphique 3.17 représente la fonction de réponse impulsionnelle obtenue en estimant l’équation 3.2 à partir des chocs liés aux hausses d’impôts (courbes bleues) et liés aux baisses des dépenses (courbes rouges) dans la zone euro et démontre que les chocs liés aux hausses d’impôts ont tendance à avoir des effets de contagion prononcés à court et à moyen terme.

Graphique 3.17.Effet international sur la production des rééquilibrages par les impôts par rapport aux rééquilibrages par les dépenses

Source: calculs des services du FMI.

Note: Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle. L’unité en abscisse est l’année; t = 0 indique l’année du rééquilibrage.

Encadré 3.1.Synchronisme de la production au Moyen-Orient, en Afrique du Nord, en afghanistan et au pakistan et dans le Caucase et en asie centrale

Ces dix dernières années, la croissance au Moyen-Orient, en Afrique du Nord, en Afghanistan et au Pakistan (MOANAP) et dans le Caucase et en Asie centrale (CAC) s’est plus synchronisée avec les évolutions dans les pays avancés et les autres pays émergents. Les corrélations entre la croissance de la production annuelle dans les pays des régions étudiées et dans le reste du monde a atteint des niveaux modérés pendant la période 2003–12, en partant d’un niveau faible dix ans plus tôt (graphique 3.1.1). La hausse du synchronisme de la production reflète probablement un certain nombre de facteurs, notamment une plus grande ouverture aux échanges dans les pays de ces deux régions, une hausse des migrations de la main-d’œuvre et des flux d’envois de fonds, ainsi que des chocs importants, comme la récente crise financière mondiale1.

Graphique 3.1.1.Covariations de la production entre les groupes de pays du Moyen-Orient et d’Asie centrale et les partenaires extérieurs

Sources: Haver Analytics; FMI, Perspectives de l’économie mondiale; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note: CAC = Caucase et Asie centrale; MOANAP = Moyen-Orient, Afrique du Nord, Afghanistan et Pakistan.

L’une des évolutions les plus frappantes est la hausse significative des corrélations de la production entre les pays des deux régions étudiées dans cet encadré et la Chine. Bien que les cycles de production des pays de ces deux régions soient plus synchronisés avec ceux des États-Unis et de l’Europe (leurs partenaires commerciaux traditionnels), les augmentations des corrélations de la production avec la Chine étaient bien plus marquées; dans certains cas, elles sont devenus positives en partant d’un point de départ négatif. Bien qu’elles restent élevées, les corrélations de la production entre la région du Cau-case et de l’Asie centrale et la Russie se sont affaiblies ces dix dernières années, ce qui reflète la réorientation des échanges de cette région de la Russie vers la Chine après l’effondrement de l’Union soviétique.

Dans la région Moyen-Orient, Afrique du Nord, Afghanistan et Pakistan, les cycles de production ne sont pas étroitement synchronisés. Les corrélations de la production au sein des pays exportateurs et des pays importateurs de pétrole de la région, ainsi qu’entre les pays exportateurs et les pays importateurs de pétrole dans cette même région, ont augmenté ces dix dernières années, mais seulement légèrement, et elles partaient d’un niveau bas (graphique 3.1.2). L’augmentation des covariations dans la région en 2011 a été causée en partie par le début du Printemps arabe. Avec la montée des troubles sociaux, plusieurs pays dans la région (l’Égypte, la Jordanie, la Libye, le Maroc, la Syrie, la Tunisie et le Yémen) ont connu des perturbations de la production pétrolière et non pétrolière, ainsi que des chocs défavorables sur la confiance, les échanges et le tourisme. D’autres pays dans la région — par exemple ceux du Conseil de coopération du Golfe et l’Algérie — ont réagi à ce qui se passait dans les pays voisins en augmentant eux aussi les salaires dans le secteur public et les dépenses sociales pour soutenir la croissance, ce qui a fait augmenter les corrélations entre eux. Malgré ces effets, les corrélations moyennes dans la région Moyen-Orient, Afrique du Nord, Afghanistan et Pakistan restent faibles, ce qui reflète l’intégration limitée dans la région. Les corrélations entre les pays des deux régions étudiées sont également faibles.

Graphique 3.1.2.Covariations de la production dans les groupes de pays du Moyen-Orient et d’Asie centrale

Sources: Haver Analytics; FMI, Perspectives de l’économie mondiale; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note: CAC = Caucase et Asie centrale; MOANAP = Moyen-Orient, Afrique du Nord, Afghanistan et Pakistan.

Les corrélations de la production au sein des pays de la région Caucase et Asie centrale ont baissé ces dix dernières années par rapport à la décennie précédente. Après l’effondrement de l’Union soviétique en 1991, les pays de cette région se sont lancés dans un processus de transition socioéconomique. Cette expérience commune, combinée au choc commun de la crise russe de 1998, explique pourquoi les corrélations de la croissance étaient élevées entre les pays de la région pendant la période 1993–2002 (graphique 3.1.2). Dans la décennie qui a suivi, les pays de la région ont commencé à développer des liens plus étroits avec les autres pays, notamment la Chine, ce qui a fait baisser les corrélations des échanges et de la production entre pays de la région Caucase et Asie centrale. La baisse a été bien plus prononcée parmi les exportateurs de gaz et de pétrole de la région que parmi les pays importateurs, où les corrélations intrarégionales se sont effondrées pendant la période 2003–12. La production de pétrole et de gaz dans ces pays en transition et en ouverture était surtout sous-tendue par des facteurs spécifiques aux pays, comme l’expansion de la capacité productive intérieure, qui ont progressé à un rythme inégal selon les pays, et seulement dans une moindre mesure par des chocs communs qui reflétaient les évolutions des marchés mondiaux du gaz et du pétrole.

Les auteurs de cet encadré sont Alberto Behar et Davide Furceri.1 Voir les détails dans l’encadré 3.3 de l’édition de novembre 2012 des Perspectives économiques régionales: Moyen-Orient et Asie centrale et l’annexe I de l’édition d’octobre 2013 de la même publication.

Encadré 3.2.Effets d’entraînement des variations de la politique monétaire des États-Unis

La question des effets d’entraînement de la politique monétaire des États-Unis est particulièrement importante au vu de la possibilité que la normalisation des taux d’intérêt dans ce pays avance plus rapidement que prévu. Bien que la période actuelle soit exceptionnelle du point de vue historique, un retour sur la façon dont les chocs de politique monétaire aux États-Unis ont influé sur la production dans les autres pays pourrait nous aider à comprendre leurs effets et leurs canaux de transmission potentiels. La démarche suivie ici évalue dans quelle mesure les évolutions mensuelles du taux directeur américain (taux des fonds fédéraux) affectent la production et les taux d’intérêt à court terme dans un groupe de pays avancés et un groupe de pays émergents et en développement pour lesquels nous disposons de données1.

Le graphique 3.2.1 indique que l’effet sur la production d’un choc affectant la politique monétaire des États-Unis varie selon le régime de change. En particulier, si une hausse de 100 points de base du taux des fonds fédéraux fait baisser la production d’environ 1½ % après six mois dans les pays dont le régime de change est rattaché au dollar EU, par rapport à une contraction de la production d’environ 2 % aux États-Unis, elle n’a pas d’effet significatif sur les pays dont la monnaie flotte librement par rapport au dollar. Cela peut s’expliquer de façon plausible par le fait qu’un pays dont la monnaie est rattachée au dollar «importe» l’orientation de la politique monétaire américaine, avec les conséquences que cela implique pour ses taux intérieurs à court terme et, partant, pour son économie intérieure. En pratique, néanmoins, tous les pays à parité fixe n’autorisent pas une mobilité parfaite des capitaux; ainsi, le degré auquel le taux d’intérêt d’un pays est affecté par les variations de la politique monétaire des États-Unis est une question empirique que nous étudions.

Graphique 3.2.1.Effet des chocs de politique monétaire

(100 points de base)

Source: calculs des services du FMI.

Note: Les lignes en pointillés indiquent l’intervalle de confiance de 90 % autour de l’estimation ponctuelle.

1 L’axe des ordonnées indique l’effet cumulé sur le niveau de la production industrielle. L’unité en abscisse est le mois, t = 0 représente le mois du choc.

2 L’unité en abscisse est le mois, t = 0 représente le mois du choc.

Nos résultats font état d’une grande diversité de réactions du taux d’intérêt aux variations du taux directeur des États-Unis (graphique 3.2.2); parmi les réactions les plus marquées, on trouve les pays qui ont historiquement rattaché leur monnaie au dollar (Corée, RAS de Hong Kong, Israël,). Toutefois, la réaction du taux d’intérêt au Canada, un pays au régime de change flottant, fait aussi partie des plus prononcées, ce qui illustre la possibilité qu’en présence de chocs communs (ou d’un cycle conjoncturel bien synchronisé), ce que nous caractérisons comme des effets de contagion affectant le taux d’intérêt pourrait bien plutôt représenter des covariations sous-jacentes.

Graphique 3.2.2.Augmentation mensuelle des taux à court terme, en pourcentage

Source: calculs des services du FMI.

Note: AUS = Australie; BEL = Belgique; CAN = Canada; CHE = Suisse; CZE = Czech République tchèque; DEU = Allemagne; DNK = Danemark; ESP = Espagne; EST = Estonie; FRA = France; GBR = Royaume-Uni; GRC = Grèce; HKG = RAS de Hong Kong; IRL = Irlande; ISR = Israël; ITA = Italie; JPN = Japon; KOR = Corée; NOR = Norvège; NZL = Nouvelle-Zélande; SGP = Singapour; SVK = République slovaque; SWE = Suède. On fait régresser les variations des taux d’intérêt à court terme sur les variations du taux des fonds fédéraux et sur les variables de contrôle à une fréquence mensuelle. Un modèle à coefficients aléatoires permet d’obtenir des pentes hétérogènes. Les lignes verticales noires représentent les bandes de confiance de 95 %.

Par exemple, si les cycles conjoncturels des États-Unis et du Canada sont synchronisés — du fait, peut-être, de leur proximité géographique —, alors les taux canadiens évolueront très probablement dans le même sens que le taux directeur américain. Toutefois, cela pourrait simplement être le reflet de fluctuations économiques synchronisées rencontrées par les banques centrales aux États-Unis et au Canada. Pour atténuer cette complication, nous corrigeons les variations du taux des fonds fédéraux de la composante non systématique inattendue de la politique monétaire des États-Unis — plus spécifiquement, des chocs exogènes affectant la politique monétaire compilés par Coibion (2012)2. En corrigeant les variations des taux américains des variations inattendues de la politique monétaire et en introduisant une variable indicatrice du rattachement au dollar EU, il nous est possible de vérifier si l’ampleur des effets d’entraînement liés aux taux d’intérêt des États-Unis varie selon le régime de change3.

Pour tous les pays, que leur régime de change soit fixe ou non, une hausse inattendue de 100 points de base du taux directeur des États-Unis se traduit par une augmentation statistiquement significative des taux d’intérêt d’au moins 18 points de base le même mois. Sur le trimestre entier qui suit une variation inattendue aux États-Unis, tous les pays connaissent une augmentation statistiquement significative d’au moins 30 points de base (graphique 3.2.3).

Graphique 3.2.3.Réponse à des chocs affectant le taux des fonds fédéraux

Source: calculs des services du FMI.

Note: coefficients des effets des variations inattendues du taux courant et décalé des fonds fédéraux pour les pays ayant un régime de change libre ou fixe. On fait régresser les variations des taux d’intérêt à court terme sur les variations du taux des fonds fédéraux corrigées par les chocs affectant le taux des fonds fédéraux, par une variable indicatrice du rattachement et par les termes d’interaction. *signifie que l’histogramme est statistiquement significatif au niveau de 5 %.

Les termes d’interaction sont également significatifs, ce qui renforce l’idée selon laquelle le régime de change joue un rôle important4. Les pays qui rattachent leur monnaie au dollar connaissent une impulsion supplémentaire d’au moins 40 points de base, l’effet global étant d’environ 70 points de base. Statistiquement, nous ne pouvons pas rejeter la possibilité que le taux d’intérêt d’un pays à régime de change fixe réagisse à l’identique aux variations du taux des fonds fédéraux, comme le prédirait la théorie pour un rattachement parfaitement crédible. Même quand le taux de change est libre de s’ajuster, les taux d’intérêt sont affectés par la politique monétaire des États-Unis. Ce résultat pourrait nous aider à justifier le fait que la réaction de la production des pays à régime de change flottant aux chocs affectant la politique monétaire des États-Unis n’est pas significativement différente de zéro. En fait, un relèvement inattendu de 10 points de base du taux directeur aux États-Unis fait s’apprécier le dollar de 4 % pendant le mois courant et de 18 % en cumulé sur le trimestre, ce qui stimulerait les exportations vers les États-Unis et donc la production (graphique 3.2.4). Cet effet bénéfique est cependant probablement compensé par la hausse partielle des taux d’intérêt intérieurs.

Graphique 3.2.4.Réponse du taux de change aux variations inattendues du taux des fonds fédéraux

Source: calculs des services du FMI.

Note: coefficients des effets courants, pour le premier et pour le deuxième mois, d’une variation inattendue de 10 points de base du taux des fonds fédéraux sur la variation du taux de change (en monnaie locale par dollar EU) des pays avancés, divisés, selon les cas, entre pays à taux de change fixe et pays à taux de change flexible. On fait régresser le log des différences entre les taux de change sur les effets fixes pays et sur trois décalages des variations du taux des fonds fédéraux corrigées par les évolutions inattendues. Les erreurs-types sont robustes et les bandes de confiance au niveau de 5 % sont indiquées.

Il n’y a toutefois pas de réponse à la question de la raison pour laquelle les pays à régime de change flottant sont affectés par les chocs de politique monétaire aux États-Unis. Nous proposons deux explications possibles. Premièrement, il est toujours possible que nous ne soyons pas en mesure de neutraliser parfaitement les effets des facteurs communs. Toutefois, cela n’a pas l’air probable puisque les variations inattendues du taux des fonds fédéraux devraient être orthogonales aux facteurs communs, dans la mesure où ils influent sur l’inflation et les écarts de production. En outre, ce résultat s’avère robuste si on utilise la production et l’inflation intérieures comme variables de contrôle. Deuxièmement, il est plus probable qu’aucun pays ne néglige complètement son taux de change par rapport au dollar. Dans ce cas, l’ampleur des effets que nous constatons nous donne une idée des arbitrages auxquels est confrontée une banque centrale, à savoir stabiliser le taux de change ou réagir à la conjoncture intérieure.

La riposte aux variations des taux directeurs américains devrait se traduire par une perte d’autonomie de la politique monétaire, car elle réduirait la marge de manœuvre disponible pour que la politique monétaire intérieure réagisse à la conjoncture dans le pays. C’est là le «trilemme» des économies ouvertes: une économie ouverte ne peut que chercher à atteindre deux objectifs sur les trois suivants: des taux de change fixes, l’autonomie monétaire intérieure et la mobilité des capitaux. En analysant cette question de manière empirique, nous constatons, comme nous nous y attendions, que, lorsqu’un pays rattache son taux de change, il est moins probable qu’il riposte à l’inflation intérieure (graphique 3.2.5).

Graphique 3.2.5.Autonomie de la politique monétaire

Source: calculs des services du FMI.

Note: coefficients des effets des variations inattendues du taux des fonds fédéraux courant et décalé pour les pays à taux de change fixe et les pays à taux de change flexible. On fait régresser les variations des taux d’intérêt à court terme sur les variations du taux des fonds fédéraux corrigées par les chocs affectant le taux des fonds fédéraux, par une variable indicatrice du rattachement et par les termes d’interaction. *signifie que l’histogramme est statistiquement significatif au niveau de 5 %.

Enfin, quand on effectue la même analyse sur un échantillon de pays émergents et en développement, les résultats sont obscurcis par les divers épisodes de forte inflation que ces pays ont connus pendant la période de l’échantillon. Néanmoins, quand nous excluons ces épisodes, les résultats sont qualitativement similaires à ceux des pays avancés, même si la significativité statistique est plus faible.

L’auteur de cet encadré est Andrea Pescatori.1 La période de l’échantillon s’étend de janvier 1977 à décembre 2008. Les données sont mensuelles et le panel n’est pas équilibré. Notre définition retenue pour le taux d’intérêt à court terme est celle des moyennes mensuelles soit du taux directeur, soit d’un taux d’intérêt au jour le jour; quand l’une de ces données n’est pas disponible, on utilise les taux des bons du Trésor public. À cause de la fréquence mensuelle, on utilise la production industrielle comme mesure de la production.2Coibion (2012) prolonge la série des chocs de politique monétaire établie par Romer et Romer (2004). Cette série est d’abord construite en suivant une approche descriptive pour en tirer des mesures de la variation de la cible de taux d’intérêt de la Réserve fédérale (la Fed) à chaque réunion du Comité de politique monétaire de la Fed entre 1969 et 2007. On fait ensuite régresser cette mesure des changements de politique monétaire sur les prévisions en temps réel de la Fed concernant l’inflation passée, courante et future, sur la croissance de la production et sur le chômage. Les résidus de cette régression constituent la série de chocs de politique monétaire utilisée pour corriger les variations du taux des fonds fédéraux dans notre analyse.3 La mesure de la flexibilité du taux de change provient de Lane et Shambaugh (2010).4 Bien que les contrôles des capitaux puissent aussi influer sur les effets d’entraînement de la politique monétaire américaine, l’hypothèse étant que les pays les plus ouverts seraient les plus touchés, les études antérieures ne trouvent généralement pas de preuves solides pour étayer cette hypothèse (di Giovanni et Shambaugh, 2008).
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De même, les corrélations du PIB épuré de la tendance augmentent aussi fortement (graphique 3.1, plage 2, histogrammes bleus et rouges).

Ces résultats ont été établis pour la première fois par Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Peydro (2013) et Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Perri (2013).

Ces conclusions sont cohérentes avec le Rapport sur les effets de contagion du FMI de 2011, qui suit une démarche différente et conclut aussi à des répercussions significatives des chocs provenant des États-Unis, mais seulement à des effets d’entraînement modestes pour les chocs des autres pays. Selon le rapport de 2013, les effets des politiques mises en œuvre dans les principaux pays l’année précédente ont été bien plus grands, car on y suppose que ces politiques ont aidé à éviter des crises majeures aux États-Unis et en Europe.

Plus formellement, on peut supposer le taux de croissance d’un pays donné est déterminé par yit = εt + εit + Σj ρijtεj, où yit représente la croissance du PIB réel dans le pays i, εt représente les chocs communs, εit les chocs intérieurs spécifiques au pays, εjt (où j ≠ i) représente les chocs spécifiques aux autres pays, et ρijt mesure les liens entre le pays i et le pays j. Voir Doyle et Faust (2005) pour une étude plus approfondie. Dans l’analyse ci-après, nous nous concentrons sur les liens conventionnels financiers et commerciaux: ρijt(h) = ρ0(h) + ρ1(h)Financeijt + ρ2(h)Tradeijt. La dépendance de ρijt à h, où h indique la nature des chocs (par exemple, s’ils touchent l’économie réelle ou le secteur financier), est censée simuler la possibilité que la nature du choc sous-jacent puisse influer sur le signe et l’ampleur des effets de contagion.

À propos du rôle des liens, la théorie économique fait des prédictions ambiguës quant à l’effet des fluctuations de l’intégration financière et commerciale sur les covariations de la production. Voir Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Peydro (2013) et Doyle et Faust (2005), ainsi que leurs bibliographies.

Voir, par exemple, Fratzscher (2009, 2012); Acharya et Schnabl (2010); Bekaert et al. (2011).

En effet, nos résultats sont essentiellement les mêmes quand nous neutralisons les effets des autres facteurs observables qui influent sur la croissance de la production étrangère et quand nous incorporons des effets fixes temporels pour tenir compte des chocs communs et spécifiques aux pays qu’il est impossible d’observer.

La sensibilité à d’autres méthodes d’élimination de la composante tendancielle est étudiée dans l’appendice 3.1.

La Communauté des États indépendants, le Moyen-Orient, l’Afrique du Nord, l’Afghanistan et le Pakistan et l’Afrique subsaharienne sont inclus dans l’analyse de ce chapitre, mais ne figurent pas sur ces graphiques par manque de données trimestrielles à propos du PIB réel pour un nombre suffisant de pays. L’encadré 3.1 présente les faits stylisés concernant les covariations de la production au Moyen-Orient, en Afrique du Nord, en Afghanistan et au Pakistan et dans le Caucase et en Asie Centrale d’après les corrélations de la croissance annuelle de la production.

L’une de ces mesures est fondée sur les corrélations conditionnelles dynamiques d’un modèle GARCH multivarié, décrit par Engle (2002). L’autre est une quasi-corrélation instantanée, définie par (gitgi¯)(gjtg¯j)/σiσj. Il est à noter que, bien que cette mesure soit semblable à une corrélation, elle n’est pas bornée par 1 en valeur absolue. Si les taux de croissance dans les deux pays sont simultanément bien supérieurs ou inférieurs à leur moyenne respective — comme cela s’est produit pendant l’effondrement mondial synchronisé de fin 2008–début 2009 —, cette quasi-corrélation peut largement dépasser 1.

Il est intéressant de noter que les covariations des marchés financiers — mesurées, par exemple, au moyen des corrélations des prix des actions — ont augmenté à divers moments pendant la période 2010–12 (Forbes, 2013). Le présent chapitre se concentre sur les répercussions sur la production, mais le chapitre 4 de l’édition d’avril 2009 des Perspectives de l’économie mondiale a analysé la transmission des tensions financières des pays avancés aux pays émergents.

Du point de vue économétrique, les augmentations des covariations mondiales sont représentées par les coefficients des variables indicatrices temporelles quand on fait régresser les covariations des paires de pays sur les effets fixes par paire de pays et les effets fixes temporels. Sur le graphique 3.4, plage 1, les covariations sont mesurées par des quasi-corrélations instantanées, et les coefficients des variables indicatrices temporelles sont estimés pour l’ensemble de l’échantillon. Ces variables indicatrices temporelles représentent les chocs communs à tous les pays (le εt du cadre conceptuel ci-dessus) et intègrent aussi les effets de contagion des chocs spécifiques aux pays, car nous ne neutralisons pas ces effets d’entraînement dans cette régression.

Celles-ci incluent les crises bancaires systémiques, les crises de change et les crises de la dette. Si plusieurs crises se produisent la même année dans un pays donné (par exemple des crises bancaire et de change jumelées), on comptabilise cela comme un seul événement.

Nous suivons ici la stratégie empirique utilisée dans Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Peydro (2013) et Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Perri (2013). L’appendice 3.2 donne plus de détails concernant les sources et les définitions des variables, ainsi que sur la méthodologie empirique.

Les études transversales observent généralement une corrélation positive entre l’intégration commerciale et financière et les covariations de la production (Imbs, 2006, et Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Peydro, 2013, entre autres). La différence entre les résultats des études transversales et des études par panel provient du biais d’omission de variables dû aux chocs communs qui varient dans le temps et, surtout, de caractéristiques des paires de pays impossibles à observer, telles qu’une langue et une frontière en commun, qui influent à la fois sur les covariations et les liens.

Des études antérieures constatent également que l’intégration financière améliore le partage des risques et rend la consommation moins volatile. Voir, par exemple, Bekaert, Campbell et Lundbad (2005, 2006, 2011); Bekaert et al. (2007); Kose, Prasad et Terrones (2009); Kalemli-Ozcan, Sørensen et Yosha (2001, 2003); Kalemli-Ozcan, Sørensen et Volosovych (2010); Kalemli-Ozcan, Papaioannou et Peydro (2009), entre autres.

Concernant ces effets au niveau moyen, il faut faire attention au fait qu’ils sont difficiles à séparer des effets d’une frontière, d’une langue ou d’une monnaie commune, ou celui des relations historiques, car de tels pays auront tendance à avoir plus d’échanges l’un avec l’autre.

Au regard de notre cadre conceptuel, ces chocs correspondent au εjt observable. Dans la première spécification, nous estimons les effets de contagion de ces chocs, en supposant que les liens (ρijt) ne varient pas dans le temps, tandis que, dans la deuxième spécification, nous assouplissons cette hypothèse en permettant aux relations commerciales et financières de varier, puis nous estimons ρ0, ρ1 et ρ2. Il est à noter que, si nous ne parvenons pas à neutraliser les effets de tous les chocs communs et idiosyncratiques et s’ils sont corrélés avec les chocs spécifiques étudiés dans l’analyse, cela produira des estimations incohérentes des paramètres ρ. Néanmoins, notre série de chocs reflète des événements et des politiques qui ne risquent pas d’être liés à d’autres facteurs qui influent sur l’activité économique étrangère à court terme. Ainsi, il n’y a pas de raison de s’attendre à trouver des corrélations systématiques entre ces chocs et les autres déterminants de la croissance de la production étrangère. En effet, nos résultats restent globalement les mêmes quand nous tenons compte des autres facteurs qui influent sur la croissance de la production à l’étranger dans la première spécification (appendice 3.3, graphique 3.16) et quand nous ajoutons des effets fixes temporels dans la seconde spécification (tableau 3.2). Pour plus de détails, voir l’appendice 3.3.

Nous analysons seulement les chocs de politique monétaire pour les États-Unis, comme ce sont les seuls pour lesquels nous disposons de mesures exogènes. Voir les détails à l’appendice 3.3.

Le fait que nous observions des effets de contagion positifs dans le pays étranger à la suite d’une hausse inattendue de la croissance dans le pays d’origine n’est pas incohérent avec les résultats précédents selon lesquels les pays mieux intégrés financièrement connaissent de moins grandes covariations de la production en temps normal. Ces régressions tentent de séparer les chocs du secteur réel des chocs financiers en se concentrant sur les périodes normales et les périodes de crise, et notre hypothèse est que, pendant les périodes normales, les pays sont surtout confrontés à des chocs du côté de l’offre et de la demande dans l’économie réelle. Les évolutions inattendues de la croissance comme elles sont définies ici n’identifient pas la cause sous-jacente du choc, qui peut affecter le secteur réel ou financier.

Nous nous concentrons ici sur l’effet des évolutions inattendues de la croissance dans le pays source sur les évolutions inattendues de la croissance (la composante idiosyncratique spécifique de la croissance) dans les autres pays.

Les résultats concernant la Chine cadrent avec ceux du Rapport sur les effets de contagion du FMI de 2012 et d’Ahuja et Nabar (2012), qui concluent à des effets de contagion plus importants sur les pays de la chaîne d’approvisionnement asiatique.

L’effet d’un choc financier aux États-Unis (dans la zone euro) sur la production des États-Unis (de la zone euro) n’est pas statistiquement différent des effets dans les autres pays. Étant donné l’importance des institutions financières non bancaires aux États-Unis, nous reproduisons l’analyse en prenant comme mesure des chocs financiers la prime excédentaire sur les obligations d’entreprise américaines. Les résultats obtenus grâce à cette mesure confirment que les chocs financiers aux États-Unis ont des effets de contagion sur la production de grande envergure et statistiquement significatifs (appendice 3.3).

Ilzetzki et Jin (2013) ont obtenu des résultats semblables pour les effets de contagion des chocs budgétaires, où une hausse d’impôts de 1 % du PIB aux États-Unis fait décroître la production industrielle à l’étranger d’environ 1½ % après deux ans.

Diverses études empiriques récentes observent des résultats semblables (Alesina, Favero et Giavazzi, 2012; Mountford et Ulhig, 2009; et le chapitre 3 de l’édition d’octobre 2010 des Perspectives de l’économie mondiale, entre autres). En fait, même si les estimations des multiplicateurs des dépenses sont majoritairement inférieures à 2, certaines vont jusqu’à 5; voir Ramey (2011) pour plus de détails. Cependant, ce chapitre ne porte pas sur l’ampleur exacte des multiplicateurs budgétaires, mais plutôt sur l’effet des chocs budgétaires dans les autres pays, comparé à l’effet dans le pays d’origine. Voir l’analyse détaillée des multiplicateurs budgétaires dans FMI (2013).

Puisque les chocs budgétaires de la zone euro utilisés dans l’analyse sont disponibles à une fréquence annuelle, les effets de contagion ont été estimés à partir du PIB réel annuel.

Reinhart et Reinhart (2001) et Frankel et Roubini (2001) observent des résultats semblables pour les pays émergents et en développement, de même que Kim (2001) pour les pays du G-7.

Puisque les chocs de politique monétaire étudiés dans l’analyse sont disponibles à une fréquence mensuelle, les effets de contagion ont été estimés à partir de la production industrielle (voir Romer et Romer, 2004).

Une variation de 1 % de la production industrielle aux États-Unis se traduit généralement par une variation de 0,3 % du PIB américain, ce qui laisse à penser qu’un relèvement inattendu de 100 points de base des taux directeurs aux États-Unis y ferait baisser le PIB d’environ ½ %. Les résultats concernant la production industrielle sont cohérents avec ceux de Romer et Romer (2004), qui constatent aussi que les chocs de politique monétaire aux États-Unis ont des effets relativement marqués sur la production industrielle. L’ampleur estimée selon cette méthodologie a tendance à être plus grande que dans les autres publications fondées sur un modèle vectoriel autorégressif (Coibion, 2012).

L’analyse n’a pas pu être reproduite pour les chocs de politique économique, car les données les concernant ne sont disponibles que pour les périodes antérieures à la crise. Voir les détails à l’appendice 3.3.

De même, des résultats ont été obtenus en utilisant les primes excédentaires sur les obligations (Gilchrist et Zakrajšek, 2012) pour mesurer les chocs financiers aux États-Unis.

Voir l’analyse approfondie des défis associés à l’abandon de la politique monétaire non conventionnelle dans le chapitre Selected Issues, «Exiting from Unconventional Monetary Policy: Potential Challenges and Risks», qui accompagne le rapport des services du FMI sur les consultations de 2013 au titre de l’article IV au sujet des États-Unis.

L’analyse se concentre seulement sur les chocs financiers, car les données concernant les chocs de politique économique ne sont disponibles que pour la période précédant la crise.

Nous analysons seulement les chocs de politique monétaire des États-Unis, car ce sont les seuls pour lesquels nous disposons de mesures exogènes.

Nous obtenons des résultats semblables quand nous laissons la variable indicatrice prendre la valeur 1 pendant la période 2008: T3–2009: T2 et zéro pendant les autres périodes.

Nous retenons les prévisions de l’édition d’avril des Perspectives de l’économie mondiale pour la croissance de la production des deux derniers trimestres de la même année et celles de l’édition d’octobre pour la croissance de la production des deux premiers trimestres de l’année suivante.

Pour limiter les erreurs de mesure possibles associées aux chocs de politique monétaire, nous axons notre analyse sur les relèvements des taux d’intérêt supérieurs à 30 points de base, ce qui correspond à l’ampleur moyenne des augmentations exogènes dans la politique monétaire des États-Unis. Il est à noter que l’effet des chocs monétaires de moins grande envergure n’est pas statistiquement différent de zéro.

Voir la revue des publications dans Guajardo, Leigh et Pescatori (à paraître) et Ramey (2011), entre autres.

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