Notes
- (*)Banque Centrale Européenne. bbenoît. monjon@ ecb. int.
- (1)Voir, par exemple, Barran et alii (1997), Dornbusch et alii (1998), de Bondt (1998,1999).
- (2)Voir aussi Kieler et Saarenheimo 1998) ou Guiso et alii (1999) pour de récentes études.
- (3)En particulier pour les pays de la zone euro, voir Cruz Manzano et Galmes (1996) pour l’Espagne, Baumel et Sevestre (1997) et Rosenwald (1998) pour la France, Swank (1995) et Fase (1995) pour les Pays-Bas, Angeloni et alii (1995) pour l’Italie.
- (4)Cruz Manzano et Galmes (1996) utilisent une moyenne pondérée du taux débiteur et une moyenne pondére du taux créditeur de chacune des banques espagnoles basée sur les déclarations trimestrielles des banques à la Banque d’Espagne. Baumel et Sevestre (1997) calculent le taux d’intérêt des banques comme étant le ratio des revenus d’intérêts/crédits tirés du compte des résultats et des bilans. Ils utilisent des comptes annuels pour un échantillon d’une cinquantaine de banques. Rozenwald (1999) a recours à un échantillon d’opérations de crédit réunies sur un échantillon de 600 succursales de banques qui déclarent trimestriellement leurs conditions de taux d’intérêt à la Banque de France. Swank (1995) et Fase (1995) estiment des équations structurelles de demandes et d’offre de crédit et à partir de séries temporelles de dépôts sur des taux d’intérêt nationaux globaux. Angeloni et alii (1995) adoptent aussi une approche de séries temporelles. Ils comparent la réaction des petites banques par rapport aux grandes banques et celles des petits emprunteurs par rapport aux gros emprunteurs et des taux d’intérêt aux chocs de la politique monétaire.
- (5)Passer de la concurrence imparfaite à la concurrence parfaite signifierait que le pass-through augmente également. Toutefois, si l’on demeure dans un régime de concurrence imparfaite, l’impact de la concurrence devrait être asymétrique dans le sens où, par exemple, les banques dont le pouvoir de marché diminue sont plus lentes à abaisser les taux des crédits à la suite d’une diminution des taux d’intérêt de marché mais sont plus rapides à les accroître à la suite d’une hausse des taux de marché.
- (6)En raison de la disponibilité limitée des données, les indicateurs de rigidité des coûts bancaires (1979-1996) sont basés sur une moyenne annuelle et sont calculés sur les périodes 1979-1982,1982-1988,1988-1992 et 1992-1996 et les indicateurs de la concurrence sont basés sur une moyenne annuelle et sont calculés sur les périodes 1981-82,1982-1988, 1988-1992.
- (7)Voir aussi Borio et Fritz (1995) et Enfrun et Cordier (1994) pour des discussions similaires.
- (8)Pour une discussion générale sur la restructuration en cours du secteur financier européen, voir Gual (1999), Davis et De Bandt (1999) et CEPR (1999).
- (9)Bien que seules les grandes entreprises puissent émettre des billets de trésorerie, l’expérience en la matière du Royaume-Uni, de la France ou de la Belgique qui ont promu la finance de marché, montre que même de petites sociétés ont accès aux crédits à taux variables indexés sur le marché monétaire.
- (10)Voir McCauley et White et leurs références.
- (11)Ici je cite la propre description de son indice de concurrence dans la note 26 de Gual (1999) : « Pour l’analyse économétrique, nous avons considéré neuf indicateurs de déréglementation, chacun d’entre eux comportant différentes mesures de déréglementation ou directives. Avant l’adoption de la mesure de déréglementation, l’indicateur prend une valeur de zéro et une valeur de 1 dans la période dans laquelle la mesure est adoptée. (.....) Les neuf indicateurs sont 1) la déréglementation des taux d’intérêt, 2) la liberté d’établissement, 3) la mise en oeuvre de la première directive de coordination bancaire, 4) la mise en oeuvre de la seconde directive de coordination bancaire, 5) la libéralisation des mouvements de capitaux, 6) l’adoption de la directive sur l’établissement de succursales et de sièges hors UE, 7) l’adoption de directives sur la surveillance consolidée, 8) l’adoption d’une directive sur l’assurance des dépôts et le blanchiment de l’argent et 9) l’adoption d’une directive sur la réglementation prudentielle (......) ».
- (12)L’impact des dépenses de personnel sur la réponse des taux bancaire au TMM peut également être interprété comme indiquant une concurrence imparfaite entre les banques. Mais ce lien n’est pas sans ambiguïté, car l’inertie des coûts des banques peut être compatible avec une accentuation de la concurrence. Dans leur analyse de l’évolution récente de l’industrie bancaire américaine, Berger et alii (1999) soulignent l’apparition de nouveaux services comme facteur d’accroissement des coûts dans la banque américaine en dépit de sa restructuration. Si cet aspect est aussi important dans la zone euro, l’absence de restructuration en termes de réduction d’effectifs et de succursales pourrait résulter du fait que la concurrence entre banques européennes a principalement pris la forme d’une extension de leurs réseaux de succursales et d’un accroissement de leur personnel pour développer leurs services à la clientèle.
- (13)La réglementation de la fixation des taux d’intérêt peut accroître la rigidité des coûts de financement des banques. Les taux créditeurs français sont par exemple fixés administrativement. Il arrive également souvent que des taux débiteurs soient subventionnés pour aider un secteur particulier de l’économie. Deux exemples récents sont les prêts subventionnés du dispositif d’aide à la convergence de l’Allemagne de l’Est et les prêts à taux zéro introduits en France pour stimuler l’activité du secteur de l’immobilier.
- (14)C’est ainsi que les banques d’affaires s’attendaient à voir le marché des obligations de sociétés se rapprocher des normes américaines (Brookes et Winkelmann, 1998). L’une des principales raisons en est que la substituabilité accrue de la dette du secteur public a enlevé une opportunité de rendements élevés - opportunités de placements à risque élevé. Les titres obligataires des sociétés peuvent combler ce vide. En outre, les investisseurs institutionnels auront de plus en plus une épargne de retraite à placer, ce qui conjugué avec la concurrence accrue dans l’activité de souscription et de garantie des placements, abaissera le coût des émissions de billets de trésorerie et d’obligations de sociétés. Enfin, le marché européen intégré des capitaux aide à la diversification des risques de crédit parmi les émetteurs de titres de créance émis par des entreprises. Le fait que les investisseurs institutionnels recherchent des titres nouveaux à risques et rendements élevés implique également que l’accès à la finance de marché peut être étendu aux plus petites entreprises. McCauley et White (1997) rappellent qu’il a fallu seulement 16 ans pour que les « junk bonds » américaines, à rendement élevé, s’élèvent à $ 200 milliards, c’est-à-dire un quart environ des concours bancaires aux sociétés. Cependant, il pourrait y avoir des contraintes juridiques à leur développement équivalent en Europe (Ceccheti, 1999, Laporta et alii, 1997,1998).
- (15)Voir aussi le bulletin mensuel de janvier 2000 de la BCE.
- (16)Je ne prends pas en considération la richesse non financière. Voir Maclennan et alii (1998) et les références citées pour une étude des asymétries de la transmissioin du TMM dues aux différences des caractéristiques institutionnelles des marchés de l’immobilier des pays européens.
- (17)On trouve des évolutions assez longues pour ces indicateurs chez Mojon (1998) pour la France, l’Allemagne et l’Italie et chez Gonzales Minguez (1997) pour l’Allemagne et l’Espagne.
- (18)Dans le cas de la France, les actions non cotées ont été retirées du bilan figurant au tableau 4. Elles s’élèvent à plus de 80 % des actions inscrites au passif du secteur des entreprises et à plus de 95 % des actions apparaissant à l’actif. En conséquence, l’évaluation des actions non cotées par le cours des actions cotées conduit à une très forte progression de volumes des valeurs françaises, ce qui ne reflète pas la véritable capitalisation boursière.
- (19)En Allemagne, les obligations du secteur privé sont effectivement plus importantes qu’en France, mais près de 90 % de ces obligations ont été émises par le secteur financier. Les obligations privées sont presque exclusivement émises par les institutions financières en Italie, alors qu’elles sont également réparties entre le secteur financier et le secteur non-financier privé en Espagne, alors que le secteur non-financier privé représente un tiers du total des obligations privées en France.
- (20)Par exemple, la partie précédente a montré que, dans la zone euro, les taux débiteurs à court terme réagissent habituellement plus rapidement que les taux débiteurs longs. Les taux créditeurs sont plus lents que les taux débiteurs et l’élasticité des dépôts à terme ou des taux de rémunération des dépôts s’accroît avec l’échéance.
- (21)Les contrats renégociables fixent à l’avance des dates lorsque les deux parties doivent convenir d’un nouveau niveau de taux d’intérêt. Le contrat de référence fixe un taux d’intérêt de référence, habituellement un TMM ou un taux d’intérêt de titre obligataire que le taux hypothécaire doit suivre à intervalles de temps discrets. Je voudrais rappeler que, même en ayant recours à ces catégories, la comparabilité des contrats de taux d’intérêt entre pays est limitée. En Belgique, en Allemagne, aux Pays-Bas et en Espagne, la dette des ménages est majoritairement assortie de taux d’intérêt à long terme, bien que les taux hypothécaires ne soient pas entièrement fixes. Par exemple, certains contrats peuvent comporter une indexation sur un TMM (France) modifiée tous les mois, sur un taux à un an (Espagne) ou une indexation sur un taux obligataire qui peut être modifié après dix ans (Belgique). Dans certains cas, la variation du taux d’intérêt ne peut dépasser un plafond, fixé au début du contrat. En outre, l’information sur la distribution de chaque type de contrat de dette est très limitée.
- (22)Néanmoins, une baisse de la valeur de marché des actions d’une entreprise peut avoir un effet défavorable. Par exemple, elle est susceptible de réduire sa volonté ou sa capacité d’émettre de nouveaux titres de créance ou de nouvelles actions. La théorie du canal du crédit de la politique monétaire souligne l’importance de la baisse de la valeur de l’actif net des emprunteurs (Bernanke et Gertler, 1995). Cela peut entraîner une baisse de l’offre de crédit proportionnelle à la baisse de la valeur du collatéral des emprunteurs. Les études portent sur le canal du crédit de la zone euro sont passées en
- (23)Voir Buttiglione et alii (1998) pour les mesures des réactions de la courbe des taux aux chocs de politique monétaire dans les pays de la zone euro.
- (24)Cependant, dans certaines circonstances, un choc de politique monétaire peut déclencher un krach obligataire. C’est ce qui s’est passé par exemple aux États-Unis en 1994 lorsque les taux d’intérêt à long terme ont brutalement surréagi à la hausse des taux des fonds fédéraux. Dans ce genre de circonstances, la baisse de valeur du portefeuille obligataire reflète la surréaction du taux long par rapport au TMM.
- (25)Voir aussi Kennedy, Palerm, Pigott et Terribile (1997).
1Un facteur important susceptible d’influencer le mécanisme de transmission monétaire (MTM) sont les structures financières de l’économie. Dans le prolongement des travaux de la BRI (1994,1995), un certain nombre de chercheurs ont fait valoir que les différences de structures financières entre pays étaient de nature à produire des effets asymétriques de la politique monétaire unique dans les pays formant la zone euro, ce qui compliquait sa mise en œuvre [1]. Toutefois, comme l’indiquent Arnold et de Vries (1999), le changement de régime qu’entraîne l’UEM peut lui-même susciter une convergence dans les structures financières, réduisant par là même l’hétérogénéité et les asymétries correspondantes. Parallèlement, il convient de noter que la littérature empirique consacrée à la transmission de la politique monétaire unique n’a pas établi de façon convaincante qu’il existait des différences significatives dans le mécanisme de transmission monétaire [2]. Toute tentative d’examiner ce phénomène de façon empirique se heurte au fait qu’il n’existe pas de consensus sur la manière d’identifier les chocs de politique monétaire et, plus généralement, sur la manière de mesurer leurs incidences sur l’économie (Kieler et Saarenheimo, 1998). En outre, ces études n’ont habituellement pas pris en compte le fait que l’UEM implique que quelques chaînons-clé du mécanisme de transmission, tels que le marché monétaire ou la courbe des taux, sont maintenant communs à tous les pays participants.
2Plutôt que de comparer l’impact global des chocs de politique monétaire sur l’activité et les prix, la présente étude adopte une approche alternative en se limitant à deux éléments du MTM : le pass-through des taux directeurs aux taux bancaires et la structure du bilan du secteur privé non financier et ce, pour deux raisons. Premièrement, ces deux éléments exercent une incidence directe sur les effets de substitution, de richesse et de revenu qui ensemble constituent le canal des taux d’intérêt de la politique monétaire. Deuxièmement, l’harmonisation de ces d eux éléments du MT M n ’interv iend ra probablement que graduellement. Les segmentations nationales du secteur bancaire peuvent demeurer importantes en dépit de l’UEM, car l’activité de banque grand public implique des investissements lourds en marques, dans un réseau de succursales et dans des relations avec la clientèle (Gual, 1999) ainsi que dans un savoir-faire juridique propre au pays (Cecchetti, 1999). Par conséquent, le pass-through de taux d’intérêt directeurs sur les taux d’intérêt de détail et les effets de ces taux sur les décisions de dépenses peuvent rester spécifiques au pays. Cette source potentielle d’asymétrie entre les différents pays revêt une importance particulière pour la zone euro où les taux bancaires constituent un déterminant clé du coût du capital et de la rémunération de l’épargne (Prati et Shinasi, 1997 ; McCauley et White, 1997). De même, les différences de taille et de structure des bilans des ménages et des entreprises (Kneeshaw, 1995) ou d’échéance moyenne des contrats de taux d’intérêt (Borio, 1995) ne s’ajusteront que graduellement au nouveau régime monétaire. Par essence, les actifs s’accumulent au fil des années, alors que les contrats de taux d’intérêt dépendent de contraintes juridiques nationales, d’habitudes de consommation et de normes sociales. Ce genre de différences continuera donc de modeler la vigueur relative des effets de substitution, de revenus et de richesse sur les dépenses.
3À la suite des travaux de Borio et Fritz (1995) et de Cottarelli et Kourelis (1995), la première partie de la présente étude analyse la réponse des taux bancaires au taux du marché monétaire (TMM). Cette analyse complète ces études sur trois plans. En premier lieu, la réponse des taux bancaires est mesurée pour plusieurs conditions débitrices et créditrices de chacun des six plus grands pays de la zone euro (Allemagne, Belgique, Espagne, France, Italie et Pays-Bas). Utilisant un modèle à correction d’erreurs, je calcule la réponse après trois mois de 25 taux bancaires débiteurs et de 17 taux créditeurs aux variations du TMM. En second lieu, les réponses sont estimées pour chacun des deux derniers cycles de taux d’intérêt, de 1979 à 1988 et de 1988 à 1998 et aussi séparément pour les sous-périodes de hausse ou de baisse des taux d’intérêt. En divisant les vingt dernières années en quatre sous-périodes, je suis en mesure d’analyser l’évolution des réponses durant une ère de grandes transformations des structures financières. En troisième lieu, en réunissant les différentes réponses entre marchés, pays et périodes, il m’est possible d’élargir l’analyse transversale de Cottarelli et Kourelis (1995) et d’estimer un modèle de l’impact des structures financières sur la réponse au TMM des taux bancaires. La principale conclusion est que la déréglementation des marchés bancaires européens a eu une incidence significative sur le pass-through aux taux débiteurs et créditeurs durant les deux dernières décennies. En particulier, on montre que la concurrence a contraint les banques à répercuter plus rapidement des baisses des taux du marché monétaire sur les taux débiteurs et les hausses des taux du marché monétaire sur les taux créditeurs. En outre, l’UME est de nature à accélérer le pass-through, si, comme il semble probable, la volabilité du taux du marché monétaire sera plus faible que celle qui a été observée en moyenne dans les différents pays. Enfin, les taux bancaires sont susceptibles de réagir plus étroitement aux taux du marché monétaire en raison de l’intensification de la concurrence entre instruments bancaires et titres de créance dont le développement se trouve stimulé par l’intégration monétaire des marchés des capitaux de la zone euro.
4Dans la deuxième partie, j’examine les évolutions récentes de la structure des bilans des ménages et des entreprises et de la structure par termes des échéances des contrats de taux d’intérêt. Cette analyse actualise la comparaison entre pays effectuée à la BRI (1995) pour l’Allemagne, l’Espagne, la France et l’Italie. Elle me permet de comparer l’ordre de grandeur des effets-revenu et richesse d’une modification du taux du marché monétaire dans lesdits pays. Il apparaît que la convergence nominale a induit des ajustements de portefeuille et de contrats de taux d’intérêt ayant tendance à réduire les asymétries d’un pays à l’autre en termes d’effets-revenu de la politique monétaire. Mais, des effets-richesse plus importants peuvent continuer à caractériser les ménages italiens, leurs portefeuilles d’obligations étant sensiblement plus importants qu'en Allemagne, en Espagne ou en France. Enfin, la dernière partie résume les principales conclusions de l’analyse.
La transmission des taux d’intérêt du marché monétaire aux taux de détail des banques
5Dans cette partie, j’analyse le pass-through du taux du marché monétaire au jour le jour, qui est étroitement correlé aux taux d’intérêt directeurs, aux différents taux débiteurs et créditeurs des banques. La première section discute certaines analogies issues de phases comparables dans le passé. Ensuite, la deuxième section décrit la façon dont je mesure le pass-through. Enfin, dans la troisième section les déterminants du pass-through sont analysés à l’aide de l’économétrie de panel.
Faits stylisés
6Les figures 1a et 1b représentent les taux de détail des banques conjointement avec le taux du marché monétaire (TMM). Dans l’ensemble des pays, le TMM, les taux débiteurs et créditeurs suivent deux cycles d’approximativement 10 ans. Le premier va de 1979 à 1988 et le second de 1988 à 1998. Les tableaux 1a et 1b montrent, pour la période totale et pour chacun des deux cycles, une corrélation transversale entre taux de détail et taux du marché monétaire (ci-après appelé TMM) dans six pays de la zone euro et pour les agrégats de la zone euro. Le tableau 1a est axé sur les taux créditeurs et le tableau 1b sur des statistiques similaires relatives aux conditions débitrices des banques.
7Il n’existe pas de preuve de tendance systématique sur l’évolution du lien entre entre les taux bancaires et le TMM. Si en Belgique, Espagne, France, la corrélation s’est accrue, en revanche en Allemagne et en Italie elle a diminué. On peut observer ces tendances opposées pour presque toutes les catégories de taux débiteurs et créditeurs. Toutefois, en dépit de cette évolution, la corrélation entre taux bancaires et TMM demeure différente d’un pays à l’autre durant le dernier cycle des taux d’intérêt. C’est ainsi que la corrélation entre les différences premières des taux sur les dépôts à terme et les différences premières du TMM est deux fois plus élevée en Allemagne qu’en Espagne et en Italie. Ce phénomène donne à penser que la réponse des taux bancaires au TMM peut continuer à présenter des différences significatives entre pays de la zone euro.
TMM et taux sur les dépôts
TMM et taux sur les dépôts
TMM et taux du crédit bancaire
TMM et taux du crédit bancaire
lien entre taux du marché monétaire et taux de rémunération des dépôts bancaires
lien entre taux du marché monétaire et taux de rémunération des dépôts bancaires
lien entre taux du marché monétaire et taux du crédit bancaire
lien entre taux du marché monétaire et taux du crédit bancaire
Mesure de la réponse des taux bancaires au TMM
8Un certain nombre d'études empiriques récentes se sont plus particulièrement intéressées aux déterminants de la fixation des taux d’intérêt par les ban ques [3]. Ces études font appel à des méthodologies très différentes, allant des données de panel, soit sur le taux moyen de chacune des banques, soit sur des opérations de crédit particulières, à des données plus globales. D’où la difficulté de comparer leurs résultats [4].
9En revanche, Borio et Fritz (1995) et Cottarelli et Kourelis (1994) (ci-après BF et CK) ont comparé les effets du TMM sur les taux bancaires à court terme dans les différents pays. Pour les pays de la zone dans leur échantillon, ils obtiennent des résultats très similaires en termes d’élasticité à long terme qui sont en général légèrement supérieurs à un à l’exception de la Finlande et de la France. L’ajustement est atteint pour l’essentiel en six mois.
10Les estimations de pass-through présentées dans cette partie sont en très grande partie dans l’esprit de BF et CK. J’élargis leur analyse de deux façons. Premièrement je couvre plusieurs marchés bancaires des six grands pays de la zone euro (Belgique, Allemagne, Espagne, France, Italie et Pays-Bas), tandis que CK et BF ne se sont concentrés que sur les crédits à court terme aux entreprises. Les taux sont tous publiés par les banques centrales des pays précités. La plupart de ces taux, soit 25 taux débiteurs et 17 taux créditeurs, s’appliquent aux nouvelles opérations (tableau 2a). En second lieu, les réactions sont estimées pour chacun des deux derniers cycles de taux d’intérêt, de 1979 à 1988 et de 1988 à 1999 et séparément pour les sous-périodes de hausse ou de baisse des taux d’intérêt. Les taux augmentent jusqu’en 1981 ou 1982 suivant les pays avant qu’ils ne redescendent jusqu’en 1988. Durant ce second cycle, les taux augmentent jusqu’en 1992 ou 1993 (1990 en Belgique) avant de redescendre plus ou moins régulièrement. Ainsi je peux tester si le pass-through estimé dépend de séquences particulières du cycle des taux d’intérêt (Herrmann et Jahnke, 1994).
11Pour obtenir des estimations du pass-through du
TMM aux différents taux débiteurs et créditeurs,
j’utilise une approche à deux étapes. Premièrement,
pour chacun des taux de détail l’équation du modèle
suivant de correction d’erreur est estimée
où r et i, représente respectivement le taux bancaire
et le TMM et ? est l’opérateur de différence
première.
12Le nombre de retards décalages est choisi séquentiellement en allant « du général au spécifique à la Hendry » avec un nombre maximum initial de retards fixé à 6 pour les taux mensuels et à 2 dans le cas de la France où les taux bancaires disponibles sont trimestriels. Cette spécification tient compte du cas où les deux taux sont cointégrés. Dans ce cas, le coefficient qui ramène le taux de détail à sa valeur d’équilibre sera signifificatif en maintenu dans la régression. Dans le cas où ils ne sont pas cointégrés, on élimine le terme de correction d’erreur et la spécification de la différence première évite le risque d’une « régression fallacieuse ». En tout cas, la régression sur les niveaux conduit approximativement à la même hiérarchie parmi le pass-through estimé. Dans une seconde étape, les estimations sont utilisées pour calculer la réponse dynamique du taux de détail à une augmentation continue de 1 % du niveau du TTM. Comme j’ai eu jusqu’à quatre sous-périodes et 42 taux de détail, je ne fais état que de la réponse après trois mois qui résume bien la gamme des disparités entre pays et marchés.
13Le tableau 2a indique le pass-through pour chaque taux de détail, tandis que le tableau 2b résume les résultats en mentionnant les moyennes par pays des taux débiteurs et créditeurs. Premièrement, les taux bancaires réagissent avec lenteur aux variations du TMM. Dans la plupart des cas, la réaction après trois mois est inférieure à un. Les taux débiteurs à court terme réagissent en général plus rapidement aux modifications du TMM que les taux de crédits immobiliers ou les crédits à l’équipement et les taux créditeurs. En moyenne, les estimations sur la période totale montrent que l’élasticité à trois mois des taux débiteurs à court terme aux chocs du TMM est égal à 0,73. En revanche, la réaction des taux liés aux crédits immobiliers a été en moyenne égale à 0,31 et celle des taux créditeurs à 0,27 en moyenne.
14La viscosité des taux des crédits est un résultat empirique connu qui a reçu plusieurs justifications dans la littérature (Nabar, Park et Saunders, 1993). Premièrement, une hausse des taux débiteurs des banques peut détériorer la qualité moyenne des emprunteurs. Deuxièmement, même de faibles coûts d’ajustement des prix dans la modification des taux de détail sont de nature à provoquer des rigidités de prix (Mester et Saunders, 1995). En troisième lieu, les banques pourraient fournir à leur clientèle une assurance implicite de taux d’intérêt, surtout si elles investissent dans des relations à long terme. Enfin, il peut arriver que la réaction du taux bancaire soit inférieure à un, car il comporte une échéance plus longue que le TMM. Les différences entre catégories de taux bancaires, c’est-à-dire le fait que le pass-through du crédit immobilier et aux contrats de dépôt est inférieure à celle des contrats de crédit à court terme tend à conforter cette opinion. À cet égard, l’incertitude relative à l’évolution future des taux de marché devrait empêcher les banques et leurs clients de s’adapter immédiatement aux variations du TMM.
impact à trois mois du taux du marché monétaire sur les taux bancaires sur différentes sous-périodes de l’échantillon
impact à trois mois du taux du marché monétaire sur les taux bancaires sur différentes sous-périodes de l’échantillon
résumé du tableau 2a, impacts à trois mois en moyenne par type de taux considérés
résumé du tableau 2a, impacts à trois mois en moyenne par type de taux considérés
15En second lieu, et surtout durant le dernier cycle de taux d’intérêt, le pass-through aux taux débiteurs est plus élevé pendant la première phase du cycle, lors des hausses du TMM, que pendant la seconde phase de baisse des taux. Le contraire est vrai pour les taux créditeurs. On observe cette « asymétrie cyclique » de la réponse des taux bancaires pour la plupart des taux en Italie, Allemagne, Espagne, France. Il s’agit là d’un autre résultat assez général de la littérature empirique consacrée à la fixation des taux par les banques. C’est ainsi que Mester et Saunders (1995) montrent que le taux de base des banques commerciales américaines fait apparaître davantage une viscosité à la baisse qu’une viscosité à la hausse. Le pass-through asymétrique du cycle des taux d’intérêt peut effectivement refléter l’optimisation du revenu bancaire lorsque leurs clients sont confrontés aux coûts de changement de réseau qui atténue la pente de la courbe de la demande de crédit ou la courbe d’offre de dépôts. Neuwark et Sharpe (1992) montrent que cette asymétrie est moins prononcée lorsque la concurrence entre banques est forte.
16En troisième lieu, les résultats de CK et BF, qui ont obtenu l’hétérogénéité du pass-through dans tous les pays, sont largement confirmés dans la zone euro. Cela peut être facilement observé pour l’échantillon complet de la première colonne du tableau 2b. La dispersion des pays autour de la moyenne du pass-through diminue légèrement entre le cycle 1979-1988 et le cycle 1988-1998. La Belgique et l’Espagne tendent à voir le pass-through augmenter entre le cycle 1979-1988 et le cycle 1988-1998, alors que l’Allemagne et l’Espagne suivent la voie opposée. Nonobstant cette évolution, les réactions des taux de détail aux variations du TMM demeurent hétérogènes dans les pays de la zone euro. La compréhension des déterminants de cette hétérogénéité, qui est de toute évidence une question importante, est abordée dans la section suivante.
Analyse et évaluation des déterminants du pass-through
Un panel des marchés bancaires de la zone euro
17Ayant mesuré le pass-through, j’étudie maintenant comment les caractéristiques observables des structures institutionnelles et financières sont susceptibles d’expliquer les différences entre les pays de la zone euro. La question posée est celle de savoir si la variance du pass-through peut s’expliquer par les différences entre pays et par l’évolution sur une longue période des structures financières.
18Cottarelli et Kourelis (1995) ont effectué une tentative analogue pour relier la viscosité des taux d’intérêt de détail à des mesures observables des structures institutionnelles et financières. Ils ont testé l’effet de la structure du marché bancaire sur la coupe transversale du pass-through estimé dans 31 pays. Leurs résultats confirment qu’un certain nombre d’indicateurs des structures financières expliquent les différences de pass-through. Cinq caractéristiques réduisent de façon significative la réaction des conditions bancaires au TMM : absence de marché monétaire de titres à court terme négociables, volatilité accrue du TMM, contrôle des mouvements internationaux de capitaux, existence d’obstacles à l’entrée et propriété étatique du système bancaire. Au contraire, l’existence d’un marché des billets de trésorerie ou des mesures de concentration du marché ne font pas apparaître d’impact significatif sur le pass-through.
19Mon approche consiste à utiliser la mesure des réponses au TMM, qui a été estimé dans la partie précédente, pour construire un panel de marchés. Un avantage important du panel sur l’estimation transversale appliquée par CK est qu’elle peut prendre en compte l’hétérogénéité des marchés bancaires à la fois entre pays et dans le temps. Cette dernière dimension est particulièrement intéressante pour les pays considérés, car ils ont tous vu leur secteur financier connaître des réformes structurelles pendant les vingt dernières années.
20Chacun des marchés, c’est-à-dire 25 marchés du crédit et 17 marchés des dépôts, est « représenté » par l’estimation du pass-through à trois mois sur quatre sous-périodes (cf. les quatre dernières colonnes du tableau 2). En raison de la disponibilité limitée de certaines statistiques de taux d’intérêt, il existe au total 142 observations de pass-through, 87 pour les taux débiteurs et 55 pour les taux créditeurs.
21Si l’on considère séparément les sous-périodes de hausses ou de baisses des taux d’intérêt, cela permet de tester le niveau de concurrence sur l’asymétrie de cycle de taux d’intérêt du pass-through. Ensuite, les indicateurs de concurrence seront multipliés par des variables muettes indiquant les phases ascendantes et descendantes du cycle des taux d’intérêt. De la sorte, on peut vérifier si la concurrence a un impact positif (négatif) sur le pass-through au taux créditeurs en cas de baisse (hausse) des taux d’intérêt et un impact négatif (positif) sur le pass-through au taux débiteurs lorsque les taux d’intérêt augmentent (baissent) [5]. En outre, les variables explicatives sont construites comme moyennes annuelles sur les périodes 1979-1982,1982-1988,1988-1992 et 1992-1998 [6]. Cette faible fréquence de variation est nécessaire si l’on considère que les structures financières évoluent à un rythme relativement lent.
Déterminants de la réponse des taux bancaires au TMM
22 Les impacts sur le pass-through des indicateurs observables des trois aspects des structures financières sont analysés et testés. L’analyse porte sur quatre déterminants 1) le régime de politique monétaire, l’environnement concurrentiel des banques, c’est-à-dire 2) la concurrence entre banques ou 3) la concurrence de finance de marché et la rigidité des coûts bancaires [7].
23Les premiers facteurs susceptibles d’influer sur le pass-through se réfèrent au régime de politique monétaire. Le résultat le plus frappant de la section précédente est la viscosité des taux d’intérêt bancaires. Cela résulte à l’évidence de la différence d’échéance entre les contrats de crédit et de dépôt et le TMM. Par exemple, j’obtiens que les taux bancaires longs réagissent moins rapidement aux modifications du TMM que les taux courts. Mais il est également probable que la viscosité est influencée par le régime de politique monétaire. En premier lieu, les prix nominaux s’ajustent habituellement plus fréquemment quand l’inflation est forte. Il semble intéressant de vérifier si cela est également le cas pour les taux d’intérêt bancaires, c’est-à-dire si le pass-through est plus élevé quand l’inflation est forte. En second lieu, le régime de politique monétaire agira sur la volatilité du TMM. Par exemple, si la banque centrale a un objectif de taux de change et qu’elle manque de crédibilité, elle peut avoir à ajuster fréquemment le taux d’intérêt au jour le jour. Les taux d’intérêt de détail ne s’adapteront pas nécessairement à chaque variation du TMM, surtout s’il y a des coûts d’ajustement aux modifications des taux d’intérêt. Plus généralement, les variations du TMM sont beaucoup plus susceptibles d’affecter les taux de détail si elles sont perçues comme étant permanentes que si elles sont perçues comme étant temporaires.
24Les six pays de l’échantillon ayant connu des niveaux très différents d’inflation et de volabilité du TMM, j’examine si ces aspects du régime de politique monétaire peuvent expliquer une partie de la variance du pass-through. Dans le panel, le taux d’inflation est simplement la moyenne annuelle de chaque sous-période, tandis que la volatilité du TMM est non l’écart type de chaque sous-période.
25Les deuxième et troisième facteurs affectant le pass-through sont respectivement la concurrence de la finance de marché et le niveau de concurrence entre banques [8]. Pour les banques, la pression de la concurrence peut venir, soit du développement d’instruments de finance de marché, soit des autres banques. Comme l’ont constaté Neumark et Sharpe (1992), on peut s’attendre à voir la concurrence réduire « l’asymétrie cyclique » de la réponse des taux bancaires.
26 La concurrence entre banques et marchés des capitaux a une incidence sur les deux grandes activités des banques. Du côté du passif des banques, les fonds communs de placement exercent une pression sur la rémunération des dépôts bancaires. Du côté de l’actif, la concurrence de la finance de marché devrait constituer une menace de la part des grandes entreprises. Pour vérifier l’impact de la finance du marché sur les barèmes des banques, on a introduit le ratio billets de trésorerie/PIB et total des titres à court terme/ PIB comme variables explicatives. Le rôle du billet de trésorerie comme substitut au crédit traditionnel est évident [9]. Il devrait dès lors avoir un impact négatif sur les marges d’intérêts des banques. Dans le même ordre d’idées, j’ai considéré que les titres à court terme constituaient une solution alternative aux dépôts bancaires traditionnels. Schmidt et alii (1997) soutiennent que les dépôts constituent le seul instrument qui expose les banques européennes à la pression de la concurrence de la finance de marché. Ils décrivent ce processus comme étant un allongement de la chaîne des intermédiaires : les non-banques collectent de l’épargne qu’elles investissent en titres obligataires et en certificats de dépôt émis par les banques. De la sorte, les banques se financent davantage sur le marché et moins par le canal traditionnel de la collecte de dépôts. Même si la plupart des OPCVM monétaires sont soit contrôlés, soit distribués par des banques, pour lesquelles ils constituent une source de revenus de commissions (BCE,1999), leur expansion rapide a, de toute évidence, affecté l’environnement de la collecte de dépôts.
27Il est très difficile de trouver de bons indicateurs du niveau de la concurrence entre banques. Dans le contexte de la zone euro, la concurrence est habituellement considérée comme n’ayant cessé de s’accroître durant les deux dernières décennies. Le secteur bancaire européen a hérité des surcapacités ayant résulté de la précédente situation de faible con currence dans u n secteur fortement réglementé [10]. Un régime de concurrence croissante ayant débuté dans les années 1980 avec la déréglementation a entraîné une restructuration du secteur bancaire européen ainsi que l’atteste la tendance à la baisse du nombre d’institutions dans chacun des États membres (BCE, 1999 ; Davis et DeBandt, 1999; Gual 1999). J’utilise un indice des mesures de déréglementation adoptées par les pays européens entre 1980 et 1995, construit par Gual (1999), comme indicateur du niveau de la concurrence entre banques [11]. Cet indicateur présente deux avantages par rapport aux indicateurs traditionnels de concurrence, tels que les indicateurs de capacité et de concentration. Il est généralement reconnu que la concurrence dans le secteur bancaire européen a été stimulé par la déréglementation. En second lieu, les politiques de déréglementation sont véritablement exogènes. Au contraire, les liens de causalité entre concentration ou capacité et concurrence ne sont pas dépouvus d’ambiguïté. Dans le cas de la zone euro, la baisse du nombre maximum d’institutions observé depuis 1980 s’échelonne de 8 % en Belgique à 44 % en Finlande. Il était de 35 % en Allemagne, de 43 % en France et de 15 % en Italie. Toutefois, on ne sait pas exactement si la concurrence a augmenté ou diminué, dans la mesure où le nombre d’acteurs intervenant sur le marché a fléchi.
28Suivant Gual (1999), tant le niveau que le niveau cumulé de l’indicateur sont utilisés dans la régression (tableau A1). L’indicateur cumulé peut en particulier expliquer le fait que les mesures de déréglementation devraient avoir un effet durable sur la concurrence.
29Le quatrième facteur susceptible de déterminer l’ampleur du pass-through est la rigidité des coûts des banques (Enfrun et Cordier, 1994). Si les banques fixent leurs taux d’intérêt en ajoutant une marge à leurs coûts, on peut s’attendre à voir le pass-through refléter l’incidence des variations du TMM sur les coûts totaux de la banque. Ces derniers peuvent être décomposés en coûts opératoires et coûts de financement. Les coûts opératoires se réfèrent à la maintenance d’un réseau de succursales et aux dépenses de personnel. A priori, une part plus grande de coûts opératoires dans les coûts totaux devrait impliquer un pass-through plus faible [12].
30La rigidité des coûts de financement dépend principalement des pratiques en matière de fixation de prix du secteur bancaire et de la mesure dans laquelle le taux d’intérêt reçu ou versé par les banques est lui-même rigide [13]. Par exemple, les estimations de la section précédente ont montré que les taux créditeurs versés par les banques sur les dépôts traditionnels sont plus lents à réagir que les taux de marché. Une banque qui peut s’appuyer sur les dépôts traditionnels est plus susceptible d’avoir des coûts de financement lents à réagir qu’une banque qui se finance principalement par émission de titres sur le marché des capitaux. La part des dépôts émanant de non-banques dans le passif des banques est alors utilisée comme variable explicative du pass-through aux taux débiteurs. Elle devrait avoir un coefficient négatif.
31Enfin, une plus grande efficience dans la fixation des taux par les banques peut impliquer une subvention croisée plus faible parmi les produits bancaires comme le reflètent les parts plus grandes des produits non-financiers dans le revenu brut. À mesure que la concurrence sur le marché de chacun des produits bancaires s’accroît, les banques seront conduites à facturer chaque prix à un coût marginal. Les banques développeraient alors des revenus de commissions pour les autres services et fixeraient des taux créditeurs et débiteurs à des niveaux plus proches de ceux du marché. La part des produits non-financiers dans le revenu brut devrait donc avoir un effet négatif sur le pass-through.
Demande de crédits et offre de dépôts
32Les variables proxy de demande de crédits et d’offre de dépôts sont également incluses dans les régressions. Il existe deux sortes de variables proxy. Le taux de croisssance réel moyen du volume de crédit ou de dépôts sur chaque marché et une « variable réelle » corrélée avec la demande de crédit ou l’offre de dépôt. Dans le cas du crédit, il s’agit, selon le marché considéré, du taux de croissance réel moyen du PIB de celui de l’investissement résidentiel ou encore de celui de l’investissement non-résidentiel. Dans le cas des marchés de dépôts, il s’agit du taux brut national d’épargne et de la croissance du PIB réel.
33On trouvera en annexe une présentation résumée de l’équation estimée.
Résultats des estimations
34Un certain nombre de régressions préliminaires montrent que les modèles comportant des variables muettes de pays, des variables muettes pour les échéances des contrats de crédit ou des contrats de dépôts, des variables muettes pour les taux créditeurs, des variables muettes pour les marchés des crédits aux ménages et aux entreprises ont toutes été rejetées en faveur d’une spécification avec effets individuels fixes (estimateur within). Il est néanmoins intéressant de noter que les régressions sur les variables muettes de pays et sur les variables de catégories de marchés de crédit montrent que la Belgique, l’Espagne et la France ont une constante sensiblement plus faible qu’en Allemagne, Italie et qu’aux Pays-Bas. De même, le pass-through aux taux créditeurs est sensiblement plus faible en Espagnequedans les autres pays. Enfin, les réactions des taux d’intérêt des crédits aux entreprises sont sensiblement plus élevées, tandis que la réaction des taux d’intérêt de l’immobilier est substantiellement plus faible que la moyenne du panel.
35La stratégie de régression a consisté à régresser les élasticités de 3 mois de chacun des 4 groupes des variables explicatives et d’estimer ensuite une équation généraleavec les variables issues dechaque groupe apparues comme significatives dans les régressions de groupe. Chaque équation englobe un volume de crédits ou de dépôts et des variables réelles de manière à contrôler les effets de demande de crédit ou d’offre de dépôt sur le pass-through.
36Les résultats pour les marchés du crédit (dans le tableau 3a) donnent à penser que le degré de pass-through est effectivement lié à la structure financière. Un certain nombre de variables explicatives sont significatives. En premier lieu, le volume du crédit et la demande réelle réduisent en général le pass-through aux taux débiteurs en cas de baisse des taux d’intérêt, alors que, en cas de hausse des taux, l’impact n’est pas significatif. Cela est en partie cohérent avec la possibilité pour les banques de préserver leur marge d’intérêt sur le crédit lorsqu’elles doivent répondre à un accroissement de la demande de crédit. Dès lors, nous conservons les deux variables dans toutes les régressions. En second lieu, les deux indicateurs du régime de politique monétaire, la volatilité du TMM et l’inflation, sont significatifs. Comme on peut s’y attendre, la volatilité du TMM a un coefficient négatif, tandis que l’inflation a un coefficient positif. En troisième lieu, la concurrence entre banques mesurée par l’indice cu mulé, calculé par Gual, de déréglementation bancaire semble inciter les banques à répercuter plus rapidement les baisses du TMM sur les conditions des crédits bancaires. Je constate aussi qu’un accroissement de la concurrence réduit la capacité des banques à augmenter leurs taux de prêt durant les périodes de hausse du TMM, mais cela n’est pas significatif. Il semble donc que la concurrence bancaire réduit en général l’asymétrie cyclique des réponses des taux bancaires. Quatrièmement, les coefficients des indicateurs de la finance de marché sont positifs dans les deux phases du cycle des taux d’intérêt, mais cela n’est pas significatif (régressions 4,5 et 6). Cet effet n’est pas compatible avec la pression que la concurrence émanant du marché des billets de trésorerie exerce sur les marges des banques, mais il se prête à l’interprétation que les banques suivent plus étroitement les taux de marché lorsque la finance de marché est développée.
37Enfin, les indicateurs de la rigidité des coûts de financement des banques sont tous significatifs. Comme on peut le prévoir, plus les dépenses de personnel sont élevées, plus l’impact de chocs de politique monétaire sur les conditions débitrices des banques est faible. L’influence des « coûts fixes » sur l’impact du coût variable sur le prix confirme probablement que le système bancaire s’est trouvé dans un régime de concurrence imparfaite pendant la période d’estimation. Au contraire, il est surprenant d’obtenir que plus les produits non financiers sont élevés par rapport au revenu brut, plus des banques réduiraient leurs taux débiteurs lorsque le taux de la politique monétaire baisse. Je n’obtiens pas dans mon échantillon que les produits non financiers conduisent les banques à fixer leur taux d’intérêt à un niveau plus proche des conditions du marché monétaire. Dans ce même ordre d’idées, le fait que les systèmes bancaires connaissent une transmission plus rapide du TMM aux taux débiteurs lorsque les dépôts traditionnels sont moindres (source de financement à des prix relativement rigides) est plutôt contre-intuitif.
38Les résultats obtenus pour les réponses des taux sur les dépôts (tableau 3b) suggèrent également un rôle important pour la structure financière.
39La régression 1 montre que le volume des dépôts ne peut être facilement interprété comme une variable proxy du niveau de l’offre de dépôts. Cela est probablement dû à l’absence de données fiables sur les quantités de dépôts qui correspondraient exactement aux différents taux d’intérêt que j’ai utilisés pour calculer le pass-through. L’impact du taux d’épargne et du PIB sur le pass-through est plus facile à interpréter, car il peut respectivement indiquer des offres plus élevées et plus faibles de dépôts pour des motifs de précaution. C’est ainsi que lorsque les taux baissent, l’accroissement du taux d’épargne semble permettre aux banques d’appliquer plus rapidement les baisses de taux aux taux créditeurs, alors qu’une croissance plus forte du PIB produit l’effet opposé. J’ai exclu les volumes de dépôts des autres régressions en raison de la difficulté à interpréter le signe de l’impact.
régressions à effet fixe de l’impact à trois mois du TMM vers les taux du crédit sur des indicateurs de structure financière
régressions à effet fixe de l’impact à trois mois du TMM vers les taux du crédit sur des indicateurs de structure financière
régressions à effet fixe de l’impact à trois mois du TMM vers les taux de dépôt sur des indicateurs de structure financière
régressions à effet fixe de l’impact à trois mois du TMM vers les taux de dépôt sur des indicateurs de structure financière
40La concurrence a un effet notable sur le pass-through au taux créditeur. En premier lieu, la concurrence entre banques, mesurée par l’indice de Gual (régressions 3 et 7) ou par l’indice cumulé de Gual (régressions 4 et 8) incite les banques à accroître la rémunération des dépôts plus rapidement durant les périodes de hausse du TMM. Dans le droit fil de l’argumentation qu’on vient de développer, il semble que la concurrence entre les banques réduirait « l’asymétrie du cycle des taux d’intérêt » du pass-through. En second lieu, la dimension du marché des titres de créance à court terme accélère la réaction des taux créditeurs au TMM (régressions 5,7,8). Le résultat confirme en général la conclusion de Schmidt et alii (1998) que, en Europe, les coûts de financement des banques dépendent de plus en plus des conditions du marché. Les autres indicateurs de la structure financière n’ont pas d’impact significatif sur le pass-through aux taux créditeurs. En outre, seule la volatilité du TMM, dont le coefficient est négatif, a le signe attendu.
41Pour résumer, bien que cet exercice de panel comporte certaines limites, telles que la taille réduite de l’échantillon ou l’absence de données détaillées sur la structure de chacun des marchés des crédits ou des dépôts, il montre que la viscosité des taux bancaires varie avec un certain nombre de caractéristiques observables des activités bancaires nationales. En premier lieu, la volatilité du TMM a un effet négatif sur la réaction des taux débiteurs. En second lieu, l’inflation a un effet positif sur les taux débiteurs. Troisièmement, la concurrence, qu’elle vienne de la finance de marché ou des banques, a un effet significatif. Le volume des titres à court terme a un effet positif sur la réponse des taux bancaires. Le niveau de concurrence au sein du secteur bancaire semble réduire la capacité des banques à différrer les baisses des taux débiteurs en période de baisse du taux du marché ou à accélérer la hausse des taux créditeurs en période de hausse des taux du marché. Enfin, les indicateurs de rigidité des coûts de financement b ancaire semblent avoir de l’importance seulement dans la fixation des taux débiteurs, de sorte que des dépenses de personnel plus élevées se traduisent par un pass-through plus faible.
L’impact de l’UEM sur les déterminants de la réponse des taux bancaires
42D’un point de vue prospectif, il est intéressant de noter que l’UEM affecte quelques-uns des déterminants du pass-through. Premièrement, l’intégration complète de facto du marché monétaire introduit une volatilité unique dans la zone euro. Cela devrait accélérer la convergence du pass-through dans toute la zone de l’euro. Deuxièmement, l’évolution en cours des titres à court terme confirme en général que, comme beaucoup d’observateurs s’y étaient attendus [14], l’UEM devrait favoriser une poursuite de la désintermédiation. L’expérience de la première année de fonctionnement de l’UEM est frappante. Au total, les émissions internationales d’obligations de sociétés non financière libellées en euro se sont chiffrées à 21,7 milliards au premier trimestre de 1999, au lieu de 3,4 milliards au premier trimestre de 1998 (Financial Times, 29/04/1999). En outre, la part des sociétés les mieux cotées (triple et double A) dans ces émissions est revenu de 66 % du total en 1998 à 46 % en 1999 [15], ce qui montre que l’émission de titres de créance ne se limite pas aux grandes sociétés.
43Troisièmement, l’UEM devrait renforcer la concurrence sur les marchés européens des capitaux. Mais l’intégration des marchés bancaires des particuliers au niveau de la zone euro n’interviendra que graduellement, de sorte que la pression de la concurrence que les banques doivent affronter peut demeurer hétérogène pendant quelque temps. Les fusions transfrontières au sein de la zone euro demeurent un phénomène marginal et plusieurs forces d’inertie qui sont à l’oeuvre sur les marchés bancaires locaux ne doivent pas être sous-estimées.
44La banque est une activité dite de « proximité » où le prix n’est pas le seul facteur de différenciation. Les investissements à long terme dans un réseau de succursales, dans des services personnalisés et des marques constituent des barrières à l’entrée qui ne peuvent être supprimés par la seule harmonisation de réglementations (Gual, 1999). En outre, dans un contexte de surcapacités, l’incitation pour les banques étrangères à pénétrer les marchés domestiques se trouve également freinée par la nécessité d’investir dans l’apprentissage du droit local, dans les procédures comptables et par la perspective d’une anti-sélection parmi les clients que les banques locales leur ont laissés.
Effets-revenu et effets-richesse de la politique monétaire
45Cette partie examine la structure de bilan des agents non financiers et comment elle agit sur la sensibilité des revenus et versements d’intérêts et des paiements ainsi que de la richesse aux taux du marché monétaire. Kneeshaw et les autres contributeurs au rapport de la BRI (1995) soulignent que cela est une source potentielle d’asymétries dans le mécanisme de transmission. Il y a trois principaux déterminants des effets-revenu et des effets-richesse de la politique monétaire : la taille et la composition du bilan financier, l’échéance de référence pour les contrats de taux d’intérêt créditeurs et débiteurs et les réactions des prix des actifs financiers aux chocs de la politique monétaire [16]. Je ne discuterai pas la réaction des prix des actifs financiers à la politique monétaire, car, comme le montre la convergence de la courbe des taux, on peut s’attendre à les voir similaires dans toute la zone de l’euro. J’explore plutôt les récentes constatations en ce qui concerne les bilans et les pratiques en matière de contrats de taux d’intérêt.
Actifs et passifs des entreprises et des ménages
46Les comptes financiers des entreprises et ménages allemands, espagnols, français et italiens sont résumés au tableau 4 [17] pour 1996,1997 et 1998. Les catégories d’actifs apparaissant au tableau 4 sont la somme des actifs détenus directement ou indirectement par le biais des fonds communs de placement.
Entreprises
47L’accroissement de la taille totale des bilans des entreprises a pour l’essentiel son origine dans les cours boursiers. De même, les quantités d’actions dans les passifs et actifs reflètent la hausse des cours de Bourse observée ces dernières années dans les quatre pays [18]. Les financements bancaires continuent de dominer largement les financements externes des entreprises, à l’exception de la France où les titres de créance et les crédits inter-entreprises sont beaucoup plus répandus que dans les trois autres pays [19]. En 1998, l’endettement global par crédit bancaire allait de 39 % du PIB en Espagne à 57 % en Allemagne. Du côté des actifs financiers, les dépôts sont beaucoup plus importants en Allemagne et en Espagne qu’en France et en Italie. En France, cela est compensé par un portefeuille plus important de titres du marché monétaire. Les actifs financiers des entreprises italiennes demeurent sensiblement plus faibles que dans les autres pays.
Ménages
48 Du coté des passifs des bilans des ménages, le faible volume de l’endettement des Italiens constitue le trait le plus caractéristique. Il convient de noter cependant que leur ratio de dette/PIB a pratiquement doublé entre 1996 et 1998. Cela tient probablement à la forte diminution du loyer de l’argent consécutive à l’entrée dans l’UEM. De fait, on observe également une forte augmentation de la dette.
49La composition des actifs des ménages semble dépendre principalement du genre de produits disponibles dans chaque pays. C’est ainsi que le secteur des ménages italiens détient beaucoup plus de titres de créance et beaucoup moins de dépôts à terme et d’épargne que dans les autres pays.
Récentes observations sur l’échéance de référence et le taux d’intérêt effectif
50Cette partie rappelle brièvement quels sont les déterminants du taux d’intérêt effectif s’appliquant soit à la dette dans le passif ou aux créances dans l’actif des ménages ou des entreprises. Les statistiques relatives aux taux d’intérêt fournissent quelques indications sur les contrats d’opérations nouvelles [20]. Mais le lien entre les taux d’intérêt des nouvelles opérations et le taux effectif est difficile à affirmer, car les données précises sur l’échéance des contrats de taux d’intérêt sont très rares. Les compositions de l’actif et du passif sont discutées à leur tour.
51Du côté des actifs financiers, les dépôts à terme, les obligations et les titres à court terme, essentiellement détenus au travers des OPCVM monétaires, constituent des sources de revenus d’intérêts. Cette lenteur de la plupart des taux créditeurs des banques est telle que le paramètre-clé de la réaction des revenus d’intérêts à l’instrument de la politique monétaire devrait être la taille du portefeuille des titres à court terme. Le tableau 4 montre qu’elle a été assez limitée ces dernières années. En pourcentage des actifs des ménages italiens, les titres à court terme diminuent substantiellement, probablement en raison de la baisse récente des taux à court terme.
52Du côté des passifs financiers, la réaction des règlements d’intérêts aux variations du TMM est un peu plus compliquée. En ce qui concerne le crédit à court terme, la réaction devrait être rapide, car le crédit doit être renouvelé rapidement. S’agissant des règlements d’intérêts effectifs pour les crédits de moyen à long terme, la vitesse de transmission dépendrait de la part des contrats assortis de taux d’intérêt variables, de la fréquence des modifications des taux d’intérêt définie dans le contrat et la réponse au TMM du taux d’intérêt de référence utilisé dans le contrat (Borio, 1995 et FHE, 1998). Ces structures des contrats de taux d’intérêt s’ajustent sur la crédibilité du régime de politique monétaire. C’est ainsi que les contrats à taux d’intérêt fixe devraient désormais se développer, car ils sont moins risqués dans le contexte de l’UEM que dans celui d’une inflation et de taux d’intérêt volatiles qui a prévalu dans quelques pays de la zone euro. Mais la structure des contrats de taux d’intérêt en usage dépend également des réglementations nationales de protection des consommateurs, si bien qu’elles pourraient constituer des obstacles juridiques persistents à l’harmonisation de l’impact de l’UEM sur les pratiques en matière de contrats de taux d’intérêt.
compte financiers des entreprises et des ménage (en pourcent du PIB)
compte financiers des entreprises et des ménage (en pourcent du PIB)
53J’examine maintenant comment les contrats de crédit à long terme ont évolué à la veille du passage à l’UEM. Borio (1995) fournit un premier point de comparaison sur la structure par échéance de la dette dans les sept principaux pays européens (tableau 5a). En 1993, la part de l’encours de la dette dont les taux d’intérêt sont majoritairement fixes ou indexés sur le taux d’intérêt à long terme s’élève à plus de 55 %, sauf en Italie. L’échéance de la dette des entreprises a été plus courte que celle des ménages. Dans le cas de la dette hypothécaire, Borio décrit la distribution des contrats de taux d’intérêt selon la typologie de la Fédération hypothécaire européenne (FHE) qui classe les taux variables en trois catégories : renouvelables, renégociables et contrats de référence [21]. Les données disponibles pour 1993 montrent que les contrats fixes à long terme ont été relativement peu nombreux en Italie, en Espagne et au Royaume-Uni. Des renseignements plus récents collectés par la FHE en 1998, font apparaître un changement spectaculaire en Italie (tableau 5b). La part des obligations hypothécaires assorties de taux d’intérêt fixes à long terme était passée de 25 % en 1993 à 50 % en 1997. Les statistiques pour 1997 montrent que la proportion des taux variables à moins d’un an augmente dans les pays comme la France et les Pays-Bas, qui sont habituellement associés à un taux fixe à long terme. En Belgique et en Allemagne, ce sont les contrats à taux d’intérêt fixes à long terme ou les contrats référencés avec actualisation peu fréquente qui continuent de prédominer. Il convient toutefois de préciser que, en Allemagne, l’échéance de référence des contrats hypothécaires tend à diminuer.
54Au total, l’évolution constatée dans les principaux pays de l’euro fait apparaître une certaine convergence dans la structure des échéances de la dette hypothécaire.
Y a-t-il des effets-revenu asymétriques de la politique monétaire unique ?
55Ayant fait le point sur les renseignements collectés sur les taux bancaires, la structure de bilan et l’échéance de référence, j’évalue maintenant les risques d’effets-revenu asymétriques en France, en Allemagne, en Italie et en Espagne. Bien que la rareté des données ne me permettent pas d’avoir une approche comptable rigoureuse, ce genre d’analyse devrait montrer si les risques d’asymétries importantes d’effets-revenu existent dans la première phase de l’UEM.
part de la dette à taux à long-terme, fixe ou quasiment fixe, en 1993
part de la dette à taux à long-terme, fixe ou quasiment fixe, en 1993
56Mon approche est de partir des bilans financiers des entreprises et des ménages pour pondérer chaque poste de bilan en fonction de la réponse aux variations du TMM du taux d’intérêt correspondant. Les postes qui fournissent un revenu d’intérêts à leur titulaire sont les dépôts et les titres à court terme, détenus soit directement soit par l’intermédiaire de SICAV monétaire, et les titres obligataires. De même, les émetteurs de titres à court terme, d’obligations, de crédits à court et à long terme sont soumis à un service de la dette. Les colonnes « taille » du tableau 6 rassemblent ces rubriques pour l’année 1998 (1997 pour la France) en pourcentages du PIB. Mais chaque poste ne doit pas être pondéré de la même manière dans l’évaluation des effets-revenu de la politique monétaire. C’est ainsi que les revenus d’intérêts générés par les titres du marché monétaire suivent étroitement les variations du TMM. Les flux de revenus associés aux autres actifs comme les dépôts et les titres obligataires, réagiraient plus lentement. Du côté des passifs, je calcule la proportion des crédits à long terme consentis à taux d’intérêt variables. Pour les entreprises, le calcul est effectué sur la base des chiffres fournis par Borio (tableau 5a) car ce sont les dernières données disponibles sur la structure des échéances des emprunts allant du moyen à long terme. Pour les crédits hypothécaires, cette proportion est la moyenne non pondérée des chiffres fournis par Borio (tableau 5a) et des derniers chiffres établis par la FHE (tableau 5b). Cette approximation est censée rendre compte du fait que l’encours des crédits hypothécaires résulte du chiffre cumulé des nouvelles émissions sur les quinze ou vingt dernières années. Enfin, je ne prends pas en considération les règlements d’intérêts résultant des nouveaux crédits à long terme et de l’émission ou de l’acquisition de nouvelles obligations.
57La pondération de chaque poste du bilan est la suivante. Du côté de l’actif, les dépôts à vue allemands et tous les dépôts français se voient attribuer une pondération de zéro, car ils ne produisent aucune rémunération ou parce que l’Etat ajuste leurs taux pour des raisons politiques, alors que les titres à court terme reçoivent une pondération de 1 et les titres obligataires une pondération de 0,10. En outre, je formule deux hypothèses sur la réaction des règlements d’intérêts de dépôts bancaires. Selon la première hypothèse (intitulée « Hyp. 1 » du tableau 6) la réponse du taux créditeur correspondant, estimée pour la période 1988-1998, est utilisé pour pondérer le dépôt. Selon la seconde hypothèse, « Hyp. 2 », la pondération est la réponse estimée pour la dernière phase ascendante du cycle de taux d’intérêt, de 1988 à 1992. Cette seconde hypothèse considère à la fois « l’asymétrie cyclique » des réponses et le fait que les taux d’intérêt ont atteint un creux en 1999 (graphiques 1a et 1b).
dette hypothécaire: répartition des contrats de taux d’intérêt sur les nouveaux crédits en 1997
dette hypothécaire: répartition des contrats de taux d’intérêt sur les nouveaux crédits en 1997
58On recourt à la même procédure pour le crédit à court terme apparaissant aux passifs. Cela revient à considérer que le crédit à court terme est renouvelé suffisamment rapidement de sorte que les « poids » peuvent être dérivés directement de la réponse estimée du taux d’intérêt appliqués aux « nouvelles opérations ». Pour les entreprises allemandes, françaises et italiennes, ainsi que pour les ménages italiens, les taux variables assortissant les crédits à long terme ne sont pas disponibles. J’ai fixé arbitrairement la pondération des crédits à long terme à taux variable, c’est-à-dire à une limite basse de 0,25 (pour Hyp. 1) ou à une limite haute de 0,75 (pour Hyp. 2). Dans le tableau 6, les chiffres qui apparaissent dans les rangées « Actifs à taux courts », « Passifs à taux courts » et « Actifs nets à taux courts » so nt des sommes p ondérées des chiffres apparaisssant dans la colonne « taille », utilisant à leur tour les deux hypothèses pour les pondérations.
59L’impression globale que donne l’approximation présentée dans le tableau 6 est celle d’effets-revenu de la politique monétaire assez homogènes. Il y a cependant des exceptions, telles que l’important volume des titres à court terme détenus par les sociétés françaises ou le faible volume de la dette à court terme des entreprises espagnoles. Mais, l’ampleurdes différences ne semblepas être telle que de fortes asymétries dans les effets-revenu de la politique monétaire unique puissent survenir dans les quatre principaux pays de la zone euro. Il convient de souligner que le récent ajustement des portefeuilles des ménages italiens, c’est-à-dire la nette hausse de leur endettement et la vive baisse de leurs avoirs en titres à court terme ont réduit l’écart habituellement observé par rapport aux trois autres pays en termes d’effets-revenu nets.
déterminants des effets-revenus en 1998 (en pourcentage du PIB)
déterminants des effets-revenus en 1998 (en pourcentage du PIB)
60Cette évaluation des effets-revenu de la politique monétaire doit être considérée comme qualitative plutôt q ue strictement q uan titativ e. Les effets-revenu sont plus difficiles à appréhender pour deux raisons au moins. Premièrement, les agents non-financiers ajustent leur portefeuille à la suite d’un choc monétaire. En second lieu, par suite de l’absence de données, le calcul des taux d’intérêt effectifs ne peut être qu’approximatif. Néanmoins, il apparaît que, au début de l’UEM, il n’existe pas de risques de fortes asymétries dans les effets-revenu de la politique monétaire unique entre la France, l’Allemagne, l’Italie et l’Espagne.
Existe-t-il des asymétries dans les effets-richesse de la politique monétaire unique ?
61Les effets-richesse de la politique monétaire dépendent à l’évidence du volume des actifs détenus par les ménages et les entreprises et de l’ampleur avec laquelle leur valeur réagit au TMM. Les cours des obligations et des actions réagissent presque instantanément à une variation du taux à court terme. Dans le cas des ménages, ces actifs financiers peuvent être détenus soit directement soit par le biais des caisses de retraite. Dans le cas des entreprises, le portefeuille obligataire est négligeable et l’actif net d’actions est négatif. En principe, l’effet-richesse ne s’applique pas au passif des entreprises [22]. Dès lors, je me concentre sur le secteur des ménages et je ne commente pas les effets-richesse potentiels relatifs aux actions détenues à l’actif des entreprises. Je traite d’abord le problème de la réaction du prix des actifs aux variations du TMM avant de comparer la taille des portefeuilles d’obligations et d’actions détenues par les ménages dans les quatre principaux pays de la zone euro.
62La réaction de la valeur d’un portefeuille obligataire à un déplacement horizontal de la courbe des taux dépend de l’échéance du portefeuille. Plus l’échéance moyenne d’un portefeuille est élevée, plus forte seront les plus-values provoquées par une translation vers le bas de la courbe des taux. L’échéance moyenne des obligations dans la zone euro est difficile à calculer avec précision. Elle se situe probablement entre 5 et 10 ans. Comme première approximation, on peut prendre la variation de la valeur d’un portefeuille obligataire comme étant la variation de la valeur d’une obligation d’échéance égale à l’échéance moyenne du portefeuille. Par exemple, si l’échéance moyenne du portefeuille d’obligations détenu par les ménages est de 7 ans, la baisse de valeur du portefeuille suivant une remontée d’un point dans la courbe des taux est de 6 % environ. Cet effet devrait être considéré comme une limite haute à un impact potentiel d’une variation du TMM sur la valeur des obligations, car les chocs de politique monétaire peuvent également affecter la forme de la courbe des taux [23] [24].
63Le cours des actions est également très sensible à l’évolution des taux d’intérêt. Le prix des actions est habituellement défini comme étant la valeur actualisée des futurs flux de dividendes. Le taux d’actualisation qu’on utilise dans le calcul de la valeur du moment est là encore le taux d’intérêt à long terme. Plus le niveau des taux d’intérêt à long terme est bas, plus l’impact d’une modification du taux à long terme sur la valeur fondamentale des actions sera élevé. Au niveau actuel de taux d’intérêt à long terme en Europe (5 % environ pour les emprunts publics à 10 ans), une hausse d’un point du taux d’intérêt à long terme se traduit par une baisse de quelque 15 % de la valeur fondamentale de l’action. En outre, un renchérissement des taux d’intérêt abaissera le bénéfice des entreprises endettées et pourrait, si le choc des taux d’intérêt devait avoir une incidence sur la croissance, détériorer les perspectives des futurs flux de trésorerie. Mais on ne saurait tenir pour certain que le cours de l’action baissera en ligne avec sa valeur fondamentale. Si le choc de taux d’intérêt déclenche une modification des anticipations du marché sur la soutenabilité de son prix précédent, ce dernier peut baisser encore plus fortement. En particulier, si les marchés sont convaincus qu’ils ont été trop optimistes et qu’il est temps que la bulle éclate, un choc négatifde politique monétaire peut être le déclencheur de l’éclatement de la bulle. Pour résumer, l’impact de la politique monétaire sur le marché boursier pourrait être puissant, soit dans les périodes de bas taux d’intérêt, soit dans les périodes de déviations du prix des actions par rapport à sa valeur fondamentale.
64Une baisse donnée des cours des obligations et des actions est susceptible d’avoir des effets-richesse plus élevés dans les pays où les ménages détiennent plus d’obligations ou plus d’actions. Comme cela est bien connu, les ménages italiens détiennent plus d’obligations que les ménages des autres pays. Cela est une conséquence de l’importance de la dette du secteur public italien (tableau 4).
65Évaluer le portefeuille des actions « négociables » est plus difficile, car, excepté en France, les comptes financiers n’opèrent pas de distinction entre actions cotées et actions non cotées. Il s’agit là d’une distinction importante, étant donné que seules les premières sont exposées à des moins-values après une hausse du niveau des taux d’intérêt. Selon les estimations de l’OCDE des actions cotées détenues directement par les ménages en 1997, la richesse totale des ménages sous forme d’actions s’élevait en 1998 à 25 % environ en France et en Allemagne et à quelque 40 % du PIB en Italie. Surla base des chiffres de la Bourse espagnole, les actions cotées détenues par les ménages espagnols devraient se chiffrer à 34% environ du PIB à la fin de 1998. En fait, ces grandeurs sont très faibles. Elles sont à rapprocher d’une capitalisation boursière américaine de 113 % du PIB à la fin de 1998. En outre, la propension à consommer la richesse est beaucoup moins forte que la propension à consommer du revenu. Boone, Giorno et Richardson (1998) [25] se livrent à une estimation de l’élasticité de la consommation au cours réel des actions dans les pays du G7. Sans surprise, elle est beaucoup plus faible en Europe continentale qu’aux États-Unis. Elle est égale à 0,018 en Allemagne, à 0,014 en France et à 0,008 en Italie où elle n’est pas significative. Aux États-Unis, cette élasticité atteint 0,064.
66Au total, le portefeuille total détenu par les ménages risquant d’enregistrer une baisse de valeur s’élève à quelque 80 % du PIB en Italie, 55 % en Allemagne, 50 % en Espagne et 36 % en France (voir dernière ligne du tableau 4). Mais la probabilité que des asymétries nationales dans les effets-richesse « financière » conduisent à des réactions asymétriques importantes de consommation semble assez faible.
Conclusion
67La présente étude s’est concentrée sur deux aspects des structures financières en Europe, qui sont de nature à concourir aux asymétries nationales du canal des taux d’intérêt de la politique monétaire unique. Le premier est l’hétérogénéité des marchés bancaires. Le second a trait à la structure de bilan des entreprises et des ménages. Ces deux déterminants du canal des taux d’intérêt de la politique monétaire sont particulièrement intéressants à suivre, car ils pourraient être lents à s’adapter au nouveau régime de politique monétaire. Si le passage à l’UEM a créé un marché monétaire unique et si la disparition consécutive du risque de change a homogénéisé le rendement des titres de créance à chaque échéance, les activités bancaires grand public demeurent principalement nationales, sinon locales, avec des opportunités encore limitées d’arbitrages entre pays. De même, les bilans ne s’adapteront que progressivement à mesure que les ménages et les entreprises exploiteront les nouvelles perspectives de placement et d’épargne dans la zone euro.
68L’hétérogénéité des marchés bancaires nationaux de la clientèle des particuliers de la zone euro se reflète dans la réponse au TMM des taux débiteurs et créditeurs des banques. J’utilise la réponse après trois mois comme indicateur résumé de l’impact du taux controlé par la banque centrale sur ceux proposé par les banques. J’observe que, pendant les dix dernières années, qui couvrent un cycle complet des taux d’intérêt, la réponse a été différente selon les pays et les marchés. Les taux d’intérêt débiteurs réagissent en général plus rapidement que les taux hypothécaires ou les taux créditeurs. Toutefois, à l’intérieur de chaque segment, les asymétries nationales demeurent substantielles. C’est ainsi que, durant le dernier cycle de taux d’intérêt, l’impact moyen du TMM sur les taux débiteurs à court terme s’est échelonné de 0,5 en Italie à 0,96 en Belgique et 0,99 aux Pays-Bas.
69Un panel de 25 « marchés de crédit » et de 17 « marchés de dépôts » sur quatre sous-périodes est ensuite construit pour identifier les déterminants des réactions des taux bancaires au TMM. Les principaux résultats de cette analyse peuvent être résumés comme suit. Premièrement, la réponse des taux débiteurs et créditeurs baisse avec une volatilité accrue du TMM. Ce dernier phénomène implique que la mise en œuvre d’une politique monétaire unique est susceptible de contribuer à une réponse plus homogène des taux bancaires dans tous les pays. En outre, dans la mesure où la volabilité du marché monétaire dans la zone euro sera sensiblement inférieure à celle de la plupart des pays dans le passé, elle accroîtra aussi la réponse moyenne des taux bancaires. Par exemple, la volatilité du TMM a diminué fortement dans des pays comme l’Espagne où la réponse des taux bancaires a en général été plus faible que la moyenne. En second lieu, la concurrence accrue de la part d’autres sources de financement ou d’autres formes de placement accroît la réponse au TMM. Dans la mesure où une telle concurrence est de nature à s’accentuer à plus ou moins brève échéance, sous l’effet notamment de l’UEM, ce fait implique là encore une réponse moy enn e des taux ban caires plus rapide qu’auparavant dans la zone euro. Troisièmement, en utilisant des indicateurs, il est vrai imparfaits, de la concurrence bancaire, tels qu’un indicateur des politiques de déréglementation nationales et européennes, je trouve des éléments venant conforter l’hypothèse que le degré de concurrence entre banques réduit leur aptitude à lisser leur marge d’intérêts au cours du cycle des taux d’intérêt. La concurrence bancaire s’avère réduire « l’asymétrie cyclique » de la réponse des taux bancaires aux TMM. Ces résultats montrent clairement que, dans la zone euro, les structures des marchés bancaires ont eu un impact sur la fixation des taux bancaires. Ils montrent également la nécessité de suivre étroitement les structures desdit marchés de la zone euro afin d’évaluer comment l’impact de la politique monétaire sur les conditions de placement et de financement pourrait évoluer.
70La seconde partie de cette étude fournit une comparaison des bilans des entreprises et des ménages en Allemagne, Espagne, France et Italie au début de l’UEM. Ces bilans constitueront des facteurs importants dans la détermination des effets-revenu et effets-richesse des modifications de taux d’intérêt induits par la politique monétaire. Je montre que, en partie à cause des récents ajustements de l’échéance de référence des contrats de taux d’intérêt et de la composition des bilans, notamment en Italie, on ne devrait pas observer de fortes asymétries nationales dans les effets-revenu de la politique monétaire unique. Au contraire, les effets-richesse pour les ménages pourraient être deux fois plus élevés en Italie que dans les trois autres pays. Toutefois, l’impact des chocs de politique monétaire sur la richesse « financière » est hautement incertaine et la propension à dépenser de la richesse semble être assez faible dans la zone euro.
Annexe : présentation résumée de l’estimation en panel
71
Les équations estimées peuvent être résumées comme suit :
où ? ?r i t t /-3 est la réponse à trois mois du taux bancaire de détail au rt au TMM it étant donné qu’elle a été calculée à partir des estimations sur chaque sous-période. Hausse (baisse) sont les variables muettes temporelles qui prennent respectivement la valeur un (zéro) pour 1979-1982 et 1988-1992 et zéro (un) pour 1982-1988 et 1992-1998. Les variables explicatives sont :
- V : croissance du volume des crédits ou des dépôts ;
- Y : soit croissance du PIB, investissement ou investissement résidentiel dans le cas des marchés du crédit ou croissance du PIB et du taux d’épargne dans le cas des marchés des dépôts ;
- vol(i) : écart-type des séries temporelles du TMM ;
- ?p : taux d’inflation ;
- indice Gual : indice Gual de déréglementation ;
- cp : ratio billets de trésorerie/PIB;
- st-sec : ratio tous titres à court terme/PIB;
- dep-share : part des dépôts des non-banques dans les actifs bancaires ;
- dépenses de personnel et pnf : ratios des dépenses de personnel des banques et produits non financiers/revenu bancaire brut.
72A priori, les paramètres ? ? ? ?, , ,' 'et '? à estimer devraient être positifs dans l’équation de la réponse des taux débiteurs et négatifs pour les taux créditeurs. ' '? ? ? ?, , , et ? devraient être négatifs dans la réponse des taux débiteurs et positifs pour les taux créditeurs. ?et ?devraient être négatifs tandis que ? et ? devraient être positifs dans l’équation des taux créditeurs et débiteurs. Enfin, ?, qui n’est estimé que pour l’équation des taux débiteurs, devrait être négatif.
73Les valeurs prises par les variables exogènes sont données dans les tableaux A1, A2 et A3.
Annexe : variables utilisées dans les régressions de panel des réponses des taux bancaires au TMM (moyennes annuelles pour chaque sous-période)
capacité et rigidité des coûts du secteur bancaire
capacité et rigidité des coûts du secteur bancaire
crédit réel et volume des dépôts (taux de croissance bruts annuels en pourcentage)
crédit réel et volume des dépôts (taux de croissance bruts annuels en pourcentage)
volume des titres du marché monétaire, volatilité du TMM et variables réelles
volume des titres du marché monétaire, volatilité du TMM et variables réelles
BIBLIOGRAPHIE
- Angeloni I., Buttiglione L., Ferri and G. Gaiotti E. (1995). “The Credit Channel of Monetary Policy Across Heterogeneous Banks : The Case of Italy”, Temi di discussione, n° 256, Banca d’Italia.
- Arnold I. and de Vries C. (1999). “Endogenous Financial Structure and the Transmission of ECB policy”, mimeo, Erasmus University, Rotterdam.
- Barran F., Coudert V. and Mojon B. (1997). “The Transmission of Monetary Policy in European Countries”, in European Monetary Policy, Pinter London.
- Baumel L. and Sevestre P.(1997). “La relation entre le taux des crédits et le coût des ressources bancaires, modélisation et estimations sur données individuelles de banques”, Notes d’études et recherche, n° 48, Banque de France.
- Berger A. N., Demsetz R. S., Strahan P. E. (1999). “The Consolidation of the Financial Services Industry : Causes, Consequences, and Implications for the Future”, Journal of Banking and Finance, n° 23,2-4 pp. 135-194.
- Bernanke B. S. and Gertler M. (1995). “Inside the Black Box : The Credit Channel of Monetary Policy Transmission”, Journal of Economic Perspectives, vol. 9, n° 4, pp. 27-48.
- BIS (1994). “National Differences in Interest Rate Transmission”, C. B. 393, Basel, March.
- BIS (1995). “Financial Structure and the Monetary Policy Transmission”, C. B. 394, Basel, March.
- Boone L., Giorno C. and Richardson P. (1998). “Stock Market Fluctuation and Consumption Behaviour : Some Recent Evidence”, Economics Department Working Papers n°. 208, December, OECD.
- Borio C. E. V. (1995). “The Structure of Credit to the Non-Government Sector and the Transmission Mechanism of Monetary Policy”: A cross-country comparison, in Financial Structure and the Monetary Policy Transmission, BIS (1995).
- Borio C. E. V. and Fritz W. (1995). “The Response of Short-Term Bank Lending Rates : A Cross-Country Perspective”, in Financial Structure and the Monetary Policy Transmission, BIS (1995).
- Brookes M. and Winkelmann K. (1998). “The Supply and Demand for Corporate Credit”, Goldman Sachs, March.
- Buttiglione L., P. Del Giovane and O. Tristani (1998). “Monetary Policy Actions and the Term Structure of Interest Rates : A Cross-Country Comparison”, Monetary Policy and Interest Rates, edited by I. Angeloni and R. Rovelli, Mac Millan Press, London.
- Cottarelli C. and Kourelis A. (1994). “Financial Structure, Bank Lending Rates and the Transmission Mechanism of Monetary Policy”, IMF Staff Paper n°. 41, December, pp. 587-623.
- Cottarelli C., Ferri G. and Generale A. (1995). “Bank Lending Rates and Financial Structure in Italy”, IMF Staff Papers n° 42, n° 3, September, pp. 670-700.
- CEPR (1998). “The Changing European Financial Landscape”, Proceedings of the CEPR European Summer Institute, held in Brussels on 24-26 September.
- Cruz Manzano F. M. and S. Galmes Belmonte (1996). “Credit Institution’s Price Policies and Type of Customer : Impact on the Transmission Mechanism”, Banco de España Documento de Trabajo n° 9605.
- Davis E. P. and O. De Bandt (1999). “A Cross-Country Comparison of Market Structure in European Banking”, ECB Working Paper n° 7, September, www. ecb. int.
- DeBondt G. (1998). “Financial Structure : Theories and Stylised Facts For Six EU Countries”, De Economist n° 146,2, pp. 271-301.
- DeBondt G. (1999). “Financial Structure and the Transmission Mechanism in Europe : A Cross-Country Study”: Theories and Stylised Facts for six EU Countries, Ph. D. dissertation, Universiteit van Amsterdam.
- Dornbush R., C. Favero and F. Giavazzi (1998). “The Immediate Challenges for the European Central Bank”, Economic Policy n° 26, pp. 17-64.
- ECB, European Central Bank (1999). “Possible effects of EMU on the EU banking system in the medium to long run”, February, www. ecb. int.
- EMF, European Mortgage Federation (1998). Hypostat 1987-97.
- Enfrun B. and Cordier J. (1994). “Factors Affecting the Process of Transmission of changes In Interest Rates in France”, in National Differences in Interest Rate Transmission BIS (1994).
- Fase M. (1995). “The Demand for Commercial Bank Loans and the Lending Rate”, European Economic Review n° 39, pp. 99-111.
- Gual J. (1999). “Deregulation, Integration and Market Structure in European Banking”, Journal of the Japanese and International Economies n° 13, pp. 372-96.
- Gonzalez Minguez J. (1997). “The Balance-Sheet Transmission Channel of Monetary Policy : The Case of Germany and Spain”, Banco de España Documento de Trabajo n° 9713.
- Guiso L., A. Kashyap, F. Panetta and D. Terlizzese (1999). “Will a Common European Monetary Policy Have Asymmetric Effects ?”, Economic Perspectives, Federal Reserve Bank of Chicago, pp. 56-75.
- Herrmann H. and W. Jahnke (1994). “The Interest Rate Policy Transmission Process in Germany”, BIS (1994).
- Kennedy M., A. Palerm, C. Pigott and F. Terribile (1998). “Asset Prices and Monetary Policy”, Economics Department Working Papers n° 188, February, OECD.
- Kieler M. and T. Saarenheimo (1998). “Differences in Monetary Policy Transmission ? A Case not Closed”, Economic papers / European Commission, Directorate-General for Economic and Financial Affairs; 132.
- Kneeshaw J. (1995). “Non-Financial Sector Balance Sheets in the Monetary Transmission Mechanism”, in Financial Structure and the Monetary Policy Transmission BIS (1995).
- Maclennan D., J. Mullbauer and M. Stephens (1998). “Asymmetries in Housing and Financial Markets Institutions and EMU”, Oxford Review of Economic Policy 14, n° 3, Autumn, pp. 54-80.
- Mc Cauley R. and W. White (1997). “The euro and the European Financial Markets”, in EMU and the International Monetary System, edited by Masson, Krueger and Turtleboom, International Monetary Fund.
- Mester L. J. and A. Saunders (1995). When Does the Prime Rate Change ?, Journal of Banking and Finance 19, n° 5, August, pp. 743-64.
- Mojon B. (1998). Transmission de la politique monétaire en Europe, analyses comparatives de l’Allemagne, la France, l’Italie et le Royaume Uni, Thèse de Doctorat, Université Paris X, Nanterre, August.
- Mojon B. (2000). “Distribution Effects of Monetary Policy in the Euro Area : A Survey”, mimeo, ECB.
- Nabar P. G., S. Y. Park and A. Saunders (1993). “Prime Rate Changes : Is There an Advantage in Being First ?”, Journal of Business n° 66, January, pp. 69-92.
- Neuwark D. and S. Sharpe (1992). “Market Structure and the Nature of Price Rigidity : Evidence from the Market of Consumer Deposits”, Quarterly Journal of Economics, n° 107(2), May, pp. 657-80.
- Prati A. and G. Shinasi (1997). “EMU and international Capital Markets”, EMU and the International Monetary System, Edited by Masson, Krueger and Turtleboom, International Monetary Fund. “Profitability of Banks”, Statistical Publication of the OECD, various issues.
- Rosenwald F. (1998). “Coût du crédit et montant des prêts une interpretation en terme de canal large du crédit”, Revue Economique, July.
- Schmidt R., A. Hackethal and M. Tyrell (1998). “Disintermediation and the Role of Banks in Europe : An International Comparison”, Working paper series in Finance and Accounting n° 10, Johan Wolfgang Goethe Universität, Frankfurt am Main.
- Swank J. (1995). “Oligopoly in Loan and Deposit Markets : An Econometric Application to the Netherlands”, De Economist n° 143, pp. 353-66.
Notes
- (*)Banque Centrale Européenne. bbenoît. monjon@ ecb. int.
- (1)Voir, par exemple, Barran et alii (1997), Dornbusch et alii (1998), de Bondt (1998,1999).
- (2)Voir aussi Kieler et Saarenheimo 1998) ou Guiso et alii (1999) pour de récentes études.
- (3)En particulier pour les pays de la zone euro, voir Cruz Manzano et Galmes (1996) pour l’Espagne, Baumel et Sevestre (1997) et Rosenwald (1998) pour la France, Swank (1995) et Fase (1995) pour les Pays-Bas, Angeloni et alii (1995) pour l’Italie.
- (4)Cruz Manzano et Galmes (1996) utilisent une moyenne pondérée du taux débiteur et une moyenne pondére du taux créditeur de chacune des banques espagnoles basée sur les déclarations trimestrielles des banques à la Banque d’Espagne. Baumel et Sevestre (1997) calculent le taux d’intérêt des banques comme étant le ratio des revenus d’intérêts/crédits tirés du compte des résultats et des bilans. Ils utilisent des comptes annuels pour un échantillon d’une cinquantaine de banques. Rozenwald (1999) a recours à un échantillon d’opérations de crédit réunies sur un échantillon de 600 succursales de banques qui déclarent trimestriellement leurs conditions de taux d’intérêt à la Banque de France. Swank (1995) et Fase (1995) estiment des équations structurelles de demandes et d’offre de crédit et à partir de séries temporelles de dépôts sur des taux d’intérêt nationaux globaux. Angeloni et alii (1995) adoptent aussi une approche de séries temporelles. Ils comparent la réaction des petites banques par rapport aux grandes banques et celles des petits emprunteurs par rapport aux gros emprunteurs et des taux d’intérêt aux chocs de la politique monétaire.
- (5)Passer de la concurrence imparfaite à la concurrence parfaite signifierait que le pass-through augmente également. Toutefois, si l’on demeure dans un régime de concurrence imparfaite, l’impact de la concurrence devrait être asymétrique dans le sens où, par exemple, les banques dont le pouvoir de marché diminue sont plus lentes à abaisser les taux des crédits à la suite d’une diminution des taux d’intérêt de marché mais sont plus rapides à les accroître à la suite d’une hausse des taux de marché.
- (6)En raison de la disponibilité limitée des données, les indicateurs de rigidité des coûts bancaires (1979-1996) sont basés sur une moyenne annuelle et sont calculés sur les périodes 1979-1982,1982-1988,1988-1992 et 1992-1996 et les indicateurs de la concurrence sont basés sur une moyenne annuelle et sont calculés sur les périodes 1981-82,1982-1988, 1988-1992.
- (7)Voir aussi Borio et Fritz (1995) et Enfrun et Cordier (1994) pour des discussions similaires.
- (8)Pour une discussion générale sur la restructuration en cours du secteur financier européen, voir Gual (1999), Davis et De Bandt (1999) et CEPR (1999).
- (9)Bien que seules les grandes entreprises puissent émettre des billets de trésorerie, l’expérience en la matière du Royaume-Uni, de la France ou de la Belgique qui ont promu la finance de marché, montre que même de petites sociétés ont accès aux crédits à taux variables indexés sur le marché monétaire.
- (10)Voir McCauley et White et leurs références.
- (11)Ici je cite la propre description de son indice de concurrence dans la note 26 de Gual (1999) : « Pour l’analyse économétrique, nous avons considéré neuf indicateurs de déréglementation, chacun d’entre eux comportant différentes mesures de déréglementation ou directives. Avant l’adoption de la mesure de déréglementation, l’indicateur prend une valeur de zéro et une valeur de 1 dans la période dans laquelle la mesure est adoptée. (.....) Les neuf indicateurs sont 1) la déréglementation des taux d’intérêt, 2) la liberté d’établissement, 3) la mise en oeuvre de la première directive de coordination bancaire, 4) la mise en oeuvre de la seconde directive de coordination bancaire, 5) la libéralisation des mouvements de capitaux, 6) l’adoption de la directive sur l’établissement de succursales et de sièges hors UE, 7) l’adoption de directives sur la surveillance consolidée, 8) l’adoption d’une directive sur l’assurance des dépôts et le blanchiment de l’argent et 9) l’adoption d’une directive sur la réglementation prudentielle (......) ».
- (12)L’impact des dépenses de personnel sur la réponse des taux bancaire au TMM peut également être interprété comme indiquant une concurrence imparfaite entre les banques. Mais ce lien n’est pas sans ambiguïté, car l’inertie des coûts des banques peut être compatible avec une accentuation de la concurrence. Dans leur analyse de l’évolution récente de l’industrie bancaire américaine, Berger et alii (1999) soulignent l’apparition de nouveaux services comme facteur d’accroissement des coûts dans la banque américaine en dépit de sa restructuration. Si cet aspect est aussi important dans la zone euro, l’absence de restructuration en termes de réduction d’effectifs et de succursales pourrait résulter du fait que la concurrence entre banques européennes a principalement pris la forme d’une extension de leurs réseaux de succursales et d’un accroissement de leur personnel pour développer leurs services à la clientèle.
- (13)La réglementation de la fixation des taux d’intérêt peut accroître la rigidité des coûts de financement des banques. Les taux créditeurs français sont par exemple fixés administrativement. Il arrive également souvent que des taux débiteurs soient subventionnés pour aider un secteur particulier de l’économie. Deux exemples récents sont les prêts subventionnés du dispositif d’aide à la convergence de l’Allemagne de l’Est et les prêts à taux zéro introduits en France pour stimuler l’activité du secteur de l’immobilier.
- (14)C’est ainsi que les banques d’affaires s’attendaient à voir le marché des obligations de sociétés se rapprocher des normes américaines (Brookes et Winkelmann, 1998). L’une des principales raisons en est que la substituabilité accrue de la dette du secteur public a enlevé une opportunité de rendements élevés - opportunités de placements à risque élevé. Les titres obligataires des sociétés peuvent combler ce vide. En outre, les investisseurs institutionnels auront de plus en plus une épargne de retraite à placer, ce qui conjugué avec la concurrence accrue dans l’activité de souscription et de garantie des placements, abaissera le coût des émissions de billets de trésorerie et d’obligations de sociétés. Enfin, le marché européen intégré des capitaux aide à la diversification des risques de crédit parmi les émetteurs de titres de créance émis par des entreprises. Le fait que les investisseurs institutionnels recherchent des titres nouveaux à risques et rendements élevés implique également que l’accès à la finance de marché peut être étendu aux plus petites entreprises. McCauley et White (1997) rappellent qu’il a fallu seulement 16 ans pour que les « junk bonds » américaines, à rendement élevé, s’élèvent à $ 200 milliards, c’est-à-dire un quart environ des concours bancaires aux sociétés. Cependant, il pourrait y avoir des contraintes juridiques à leur développement équivalent en Europe (Ceccheti, 1999, Laporta et alii, 1997,1998).
- (15)Voir aussi le bulletin mensuel de janvier 2000 de la BCE.
- (16)Je ne prends pas en considération la richesse non financière. Voir Maclennan et alii (1998) et les références citées pour une étude des asymétries de la transmissioin du TMM dues aux différences des caractéristiques institutionnelles des marchés de l’immobilier des pays européens.
- (17)On trouve des évolutions assez longues pour ces indicateurs chez Mojon (1998) pour la France, l’Allemagne et l’Italie et chez Gonzales Minguez (1997) pour l’Allemagne et l’Espagne.
- (18)Dans le cas de la France, les actions non cotées ont été retirées du bilan figurant au tableau 4. Elles s’élèvent à plus de 80 % des actions inscrites au passif du secteur des entreprises et à plus de 95 % des actions apparaissant à l’actif. En conséquence, l’évaluation des actions non cotées par le cours des actions cotées conduit à une très forte progression de volumes des valeurs françaises, ce qui ne reflète pas la véritable capitalisation boursière.
- (19)En Allemagne, les obligations du secteur privé sont effectivement plus importantes qu’en France, mais près de 90 % de ces obligations ont été émises par le secteur financier. Les obligations privées sont presque exclusivement émises par les institutions financières en Italie, alors qu’elles sont également réparties entre le secteur financier et le secteur non-financier privé en Espagne, alors que le secteur non-financier privé représente un tiers du total des obligations privées en France.
- (20)Par exemple, la partie précédente a montré que, dans la zone euro, les taux débiteurs à court terme réagissent habituellement plus rapidement que les taux débiteurs longs. Les taux créditeurs sont plus lents que les taux débiteurs et l’élasticité des dépôts à terme ou des taux de rémunération des dépôts s’accroît avec l’échéance.
- (21)Les contrats renégociables fixent à l’avance des dates lorsque les deux parties doivent convenir d’un nouveau niveau de taux d’intérêt. Le contrat de référence fixe un taux d’intérêt de référence, habituellement un TMM ou un taux d’intérêt de titre obligataire que le taux hypothécaire doit suivre à intervalles de temps discrets. Je voudrais rappeler que, même en ayant recours à ces catégories, la comparabilité des contrats de taux d’intérêt entre pays est limitée. En Belgique, en Allemagne, aux Pays-Bas et en Espagne, la dette des ménages est majoritairement assortie de taux d’intérêt à long terme, bien que les taux hypothécaires ne soient pas entièrement fixes. Par exemple, certains contrats peuvent comporter une indexation sur un TMM (France) modifiée tous les mois, sur un taux à un an (Espagne) ou une indexation sur un taux obligataire qui peut être modifié après dix ans (Belgique). Dans certains cas, la variation du taux d’intérêt ne peut dépasser un plafond, fixé au début du contrat. En outre, l’information sur la distribution de chaque type de contrat de dette est très limitée.
- (22)Néanmoins, une baisse de la valeur de marché des actions d’une entreprise peut avoir un effet défavorable. Par exemple, elle est susceptible de réduire sa volonté ou sa capacité d’émettre de nouveaux titres de créance ou de nouvelles actions. La théorie du canal du crédit de la politique monétaire souligne l’importance de la baisse de la valeur de l’actif net des emprunteurs (Bernanke et Gertler, 1995). Cela peut entraîner une baisse de l’offre de crédit proportionnelle à la baisse de la valeur du collatéral des emprunteurs. Les études portent sur le canal du crédit de la zone euro sont passées en
- (23)Voir Buttiglione et alii (1998) pour les mesures des réactions de la courbe des taux aux chocs de politique monétaire dans les pays de la zone euro.
- (24)Cependant, dans certaines circonstances, un choc de politique monétaire peut déclencher un krach obligataire. C’est ce qui s’est passé par exemple aux États-Unis en 1994 lorsque les taux d’intérêt à long terme ont brutalement surréagi à la hausse des taux des fonds fédéraux. Dans ce genre de circonstances, la baisse de valeur du portefeuille obligataire reflète la surréaction du taux long par rapport au TMM.
- (25)Voir aussi Kennedy, Palerm, Pigott et Terribile (1997).
