1 – Introduction

1Si l’étude de l’influence des taux d’intérêt sur les résultats bancaires occupe depuis longtemps une place importante dans la littérature économique et financière (depuis au moins la célèbre conclusion de Samuelson sur l’impact positif d’une hausse des taux (1945) [3]), l’unification européenne et la mise en place de la monnaie unique appellent un nouvel éclairage de la question. De façon générale, il devient nécessaire d’appréhender les conséquences, dans le cadre d’une politique monétaire commune, des variations des taux d’intérêt sur les résultats des intermédiaires financiers au sein des différents pays de l’union.

2Plus particulièrement, une préoccupation importante tient à la déréglementation financière caractérisée par une concurrence accrue des systèmes financiers et la restructuration de l’industrie bancaire. Dans ce contexte, la rentabilité des banques ne peut qu’attirer l’attention particulière des autorités de politique économique. Sous cet angle, la menace accrue d’une défaillance du système bancaire à remplir sa fonction de financement, ainsi que le risque de voir se propager des faillites en chaîne aux répercussions réelles bien connues (risque de système) ont conduit au renforcement du filet de sécurité imposé aux banques. L’harmonisation internationale et avant tout européenne des conditions d’exercice de l’activité bancaire, en particulier de la réglementation prudentielle, doit donc contribuer à accroître la concurrence dans l’industrie bancaire tout en la préservant des risques d’instabilité. S’il est essentiel d’exercer ce contrôle direct du risque de défaillance des banques, il est aussi nécessaire de s’interroger sur la possibilité d’un contrôle indirect en comparant l’évolution des performances bancaires et des variables relevant du champ d’action des autorités monétaires, c’est à dire en repérant les éventuelles différences dans les réactions des résultats bancaires face à l’évolution des taux d’intérêt et à la déformation de leur structure par terme.

3Par ailleurs, les évolutions contrastées observées au cours des années 90 dans les résultats bancaires à l’échelle européenne mais aussi internationale, dans un contexte de diminution des taux d’intérêt ainsi que de rétablissement de la hiérarchie entre taux courts et taux longs (voir annexe), relancent le débat sur les différences structurelles d’un système à l’autre. En particulier, les performances médiocres du système bancaire français au milieu des années 90 s’opposaient à la progression rapide et conséquente des rentabilités des banques anglo-saxonnes. Si l’évolution des marges d’intérêt et des rentabilités est le plus souvent de même sens, on a pu cependant observer des mouvements contraires, comme par exemple au Royaume-Uni (diminution des marges et amélioration de la rentabilité) ainsi qu’au Japon (augmentation des marges et détérioration de la rentabilité). Dans un environnement international où les marchés des capitaux, et en particulier ceux de taux d’intérêt, sont fortement intégrés, le problème de l’impact des taux d’intérêt sur les bilans et résultats bancaires se pose avec d’autant plus d’acuité.

4L’objet de cet article est d’évaluer, sur le plan empirique, le lien entre les résultats bancaires et les taux d’intérêt pour un certain nombre de pays de l’Union (Allemagne, France, RU, Italie, Espagne, Danemark, Belgique) en confrontant les résultats obtenus aux cas des USA et du Japon [4]. La période étudiée (1988-1995), marquée par une forte variabilité des taux avec une hausse de début de période suivie d’une rapide décrue et accompagnée d’un rétablissement de la hiérarchie des taux, rend particulièrement pertinent ce type d’analyse.

5Après avoir soulevé les difficultés et limites qu’il y a à appréhender le lien taux d’intérêt - résultats à l’aide des méthodes statiques courantes, on est conduit à adopter un modèle global d’ajustement des produits et des coûts bancaires aux taux d’intérêt qui permet de dériver les maturités implicites de l’actif et du passif bancaires. La prise en compte simultanément du niveau des taux, de leur structure par terme et de leur volatilité permet de révéler les stratégies d’allocation de portefeuille des banques sous contrainte des décisions de portefeuille antérieures, contrainte qui transparaît dans l’inertie de leur bilan. Ce modèle fait ensuite l’objet d’une estimation économétrique sur des échantillons qui incluent les principales banques commerciales de chaque pays (en données individuelles) afin de repérer d’éventuelles spécificités des systèmes bancaires nationaux.

2 – L’évaluation du lien résultats bancaires/taux d’intérêt

6La littérature financière abonde de techniques d’évaluation de l’effet d’une variation des taux d’intérêt sur les résultats bancaires. Ces méthodes sont cependant difficiles (voire impossibles) à exploiter en pratique et reposent sur des hypothèses restrictives. Un bref rappel critique des méthodes existantes nous amène à proposer une extension d’un modèle alternatif proposé par Flannery [1983].

2.2 – Un modèle d’ajustement global des flux de recettes et de coûts

10L’approche retenue a pour objectif une estimation globale de l’impact des variations de taux d’intérêt sur l’activité bancaire en permettant de mesurer la vitesse de réallocations de portefeuille des banques et l’effet de ces réallocations sur leur performance. La méthode utilisée a l’avantage de n’exiger que les comptes de résultats bancaires. Elle adapte et prolonge, en intégrant la structure par terme des taux d’intérêt, celle employée par Flannery [1981, 1983].

11Il s’agit de mesurer les vitesses d’ajustement des produits et des coûts en réponse à une variation des taux d’intérêt. Un ajustement immédiat des deux cotés du bilan traduit une immunisation parfaite de la banque. Plus ces ajustements sont lents, plus les durations effectives des actifs et des passifs seraient élevées. Pour estimer ces délais d’ajustements, on peut décomposer les produits (coûts) globaux d’une période donnée en deux séries de flux. Les premiers sont issus du portefeuille d’actifs (engagements) nouveaux et reflètent les conditions courantes du marché. Les seconds sont issus du portefeuille d’actifs (engagements) anciens et ne reflètent les conditions courantes que pour la part des actifs (engagements) arrivés à échéance et renouvelés et la part des actifs (engagements) à taux flottants (variables ou révisables). Les conditions courantes du marché sont synthétisées par le niveau, la structure et la volatilité des taux d’intérêt. On peut donc écrire le modèle à la période t sous la forme suivante :

12

13où TX, les produits (coûts) globaux sont décomposés en X^- et X⁺ c’est-à-dire les produits (coûts) issus des actifs (engagements) respectivement anciens et nouveaux.

14Les produits (coûts) reflétant les conditions courantes du marché (repérés par une *) peuvent être exprimés sous une forme linéaire :

15

16où r est le taux d’intérêt courant du marché, s est le spread courant taux long – taux court, ? est la volatilité du taux d’intérêt du marché, Z_i est le montant des actifs (engagements) concernés.

17Par ailleurs, puisque les actifs (engagements) anciens ne s’ajustent que partiellement aux nouvelles conditions du marché, on peut écrire :

18

19où ?_i est la vitesse d’ajustement du portefeuille aux conditions courantes du marché et représente les produits (coûts) obtenus si les conditions courantes du marché s’appliquaient à l’intégralité TZ des actifs (engagements) anciens :

20

21Enfin, l’investissement des nouveaux actifs (engagements) aux conditions courantes du marché implique :

22

23où ?, 0 ? ? ? 1, est un paramètre reflétant le fait que l’accroissement TZ du bilan est en fait progressif sur la période (en temps discret).

24En combinant (2), (3), (4) dans (1) et en rapportant au total TZ_{t – 1} du bilan de la période précédente, il vient l’expression de la rentabilité de l’actif ( i = 1 ) et du coût du passif ( i = 2 ) [6] :

25

26où ?_{1, i} = 1 – ?_i, ?_{j, i} = ?_i ?_{j, i} pour j = 2 à 4, ?_{j, i} = ??_{j, i} pour j = 5 à 7 et ?_{0, i} est une constante introduite pour prendre en considération les éléments fixes (i.e. indépendants des conditions du marché) des produits (coûts) bancaires.

27L’équation (5) permet d’estimer les vitesses d’ajustement (supposées constantes) par ?_i = 1 – ?_{1, i}. L’ajustement est immédiat si ?_{1, i} = 0, les nouvelles conditions du marchè s’appliquent à l’intégralité des actifs (engagements) et les produits (coûts) bancaires sont donc indépendants d’une période à l’autre. En revanche, si ?_{1, i} = 1, les produits (coûts) bancaires ne diffèrent d’une période à l’autre qu’en fonction de l’augmentation de la taille du bilan. De la vitesse d’ajustement, on en déduit la maturité implicite des actifs (engagements) : ( 1 – ?_i)/?_i = ?_{1, i} / (1 – ?_{1, i}).

28L’équation (5) peut également être estimée sous la même forme en retenant comme variable expliquée et retardée le profit, c’est-à-dire TX₃ = TX₁ – TX₂ (les coefficients relatifs à cette 3^e équation seront repérés par l’indice i = 3).

3 – Estimation et résultats du modèle d’ajustement

29Les trois équations de produits TX₁, de coûts TX₂ et de résultat TX₃ issues de l’équation (5) ont été estimées sur données annuelles en pooling pour différents systèmes bancaires européens et, à titre comparatif, américain et japonais sur la période 1988-1995 [7]. TX₁ est mesuré par l’ensemble des recettes de la banque (produits financiers et non financiers), TX₂ par l’ensemble des coûts y compris les dépenses de personnel et les provisions. La variable de profit TX₃ est mesurée par la différence entre TX₁ et TX₂, ce que l’on appellera ici résultat net et qui peut être assimilé au bénéfice avant impôt. TZ est mesuré par l’ensemble du bilan, y compris l’interbancaire [8]. Pour rendre compte de la diversité des systèmes bancaires européens, nous avons retenu dans notre échantillon des systèmes de taille et de conditions d’exercice de l’activité bancaire différentes. Ces dernières résultent d’un double jeu concurrentiel sur la période étudiée :

• d’une part, de l’intensité de la concurrence exercée par les marchés financiers, intensité liée à leur degré de développement et aux régimes fiscaux en vigueur qui peuvent être très favorables au financement intermédié comme en Allemagne ou en Espagne [9]. Notons aussi que, au-delà du degré de développement des marchés financiers, la forme de la structure des taux peut affecter les conditions de concurrence des marchés financiers. En Espagne, notamment, « les taux de marchés, en particulier sur les compartiments à long terme de la courbe des taux, sont fortement majorés par une prime de risque demandée aux opérateurs en raison de l’instabilité de la peseta et du niveau généralement élevé de l’inflation. (…) Aussi, l’abondance des ressources traditionnelles (les dépôts) permet aux banques d’offrir à leurs clients des conditions de taux plus favorables » (Moëc [1995]).
• d’autre part, de l’intensité de la concurrence au sein même du système bancaire largement liée à des facteurs réglementaires. Or, si tous les pays européens ont engagé un processus de restructuration de leur système bancaire, il est clair qu’ils n’en sont pas tous au même stade : alors que certains sont en phase terminale (comme le Royaume-Uni), d’autres en sont à un degré moins avancé (comme l’Espagne ou l’Italie [10]).

30Étant donné qu’une ou plusieurs variables explicatives communes ont pu être omises dans les trois équations, il est possible que les résidus des différentes équations soient corrélés. Par conséquent, les trois équations ont été estimées simultanément à l’aide de la méthode SURE (Seemingly Unrelated Régressions Estimator).

31L’effet du niveau des taux d’intérêt est mis en évidence à l’aide du taux d’intérêt à un an alors que celui de la structure des taux l’est à l’aide de l’écart entre le taux à dix ans et le taux de l’argent au jour le jour. Il s’agit de taux de marché calculés comme une moyenne annuelle de taux mensuels de début de mois, généralement sur les eurodevises. Les résultats obtenus en considérant d’autres taux d’intérêt ne sont pas significativement différents. Par ailleurs, le niveau des taux et la pente de la structure des taux présentant un degré de corrélation élevé pour certains pays (notamment lorsque la repentification de la structure est le seul résultat de la baisse des taux courts), les estimations ont été réalisées en orthogonalisant systématiquement ces variables [14]. Les volatilités du taux d’intérêt à un an sont calculées simplement comme l’écart-type des 12 taux mensuels de début de mois.

32Comme notre analyse a pour objectif de déterminer la part des anciens actifs (engagements) qui s’ajuste aux nouvelles conditions de marché mais aussi la contribution des nouveaux actifs (engagements) nets aux résultats bancaires, se pose le problème de l’interprétation de la croissance des bilans lorsque celle-ci ne provient pas de la création d’emplois (engagements) nouveaux (fusions, acquisitions…). Afin de limiter toute erreur d’interprétation (si le bilan croît d’un montant d’actifs (engagements) de long terme négocié à des conditions antérieures, l’inertie de celui-ci peut au contraire s’en trouver augmentée) nous avons exclu de notre échantillon toutes les banques dont l’actif a varié de plus de 50 % sur une année.

33L’analyse du pouvoir explicatif du modèle permet une double distinction (tableaux 1, 2 et 3) :

• les produits et les coûts bancaires sont mieux expliqués que le résultat net ; la différence la plus significative concerne les banques britanniques et les exceptions, les banques françaises et belges ;
• les produits, les coûts et le résultat net bancaires sont mieux expliqués pour les banques des trois grands pays européens (et des USA et du Japon) que pour les autres, constat que l’on peut vraisemblablement relier à la plus forte marchéisation de l’activité bancaire dans ces économies.

Tableau 1

Ajustement des produits (1), des coûts (2) et des résultats (3) aux taux d’intérêt

Allemagne France RU (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) C – 0,0064 (– 0,01) – 0,1147 (– 0,26) 0,2230 (1,90) – 4,2002 (– 5,98) – 3,4197 (– 5,99) – 0,5413 (– 2,51) 1,8741 (3,54) 0,0134 (0,02) 2,6813 (4,26) Retard 0,7642 (31,95) 0,7641 (32,36) 0,7138 (23,43) 0,8801 (69,56) 0,8693 (56,39) 0,8370 (45,12) 0,7973 (26,29) 0,7247 (18,56) 0,5088 (8,98) Taux 1 an 0,2487 (4,65) 0,2593 (5,00) – 0,0235 (– 1,56) 0,5880 (8,54) 0,5256 (9,66) 0,0596 (2,72) 0,3399 (6,47) 0,3627 (4,33) – 0,0003 (– 0,00) Spread 0,1492 (3,29) 0,1631 (3,70) – 0,0116 (– 0,92) – 0,1188 (– 0,66) – 0,1803 (– 1,33) – 0,0049 (– 0,08) 1,3422 (5,50) 0,6332 (1,61) 0,7776 (2,54) Volatilité 0,9205 (2,98) 0,8002 (2,68) 0,1427 (1,56) 0,2488 (0,58) – 0,1330 (– 0,04) 0,2320 (1,64) – 3,9623 (– 5,79) – 0,9529 (– 0,81) – 3,0895 (– 3,36) (taux 1 an)*tcb 0,5846 (3,89) 0,5153 (3,56) 0,0839 (1,82) 0,7223 (23,99) 0,6467 (4,99) 0,0579 (0,91) 0,5296 (1,98) 1,8095 (3,52) – 1,1773 (– 2.88) Spread*tcb 0,3785 (1,21) 0,4284 (1,41) – 0,0656 (– 0,75) – 0,4969 (– 0,44) – 0,2113 (– 0,26) – 0,0246 (– 0,06) – 5,8903 (– 5,03) 3,9055 (1,78) – 9,5609 (– 5,47) Volatilité*tcb 1,0660 (0,46) 0,8592 (0,39) – 0,0306 (– 0,04) – 0,9906 (– 0,37) – 1,0091 (– 0,53) 0,3928 (0,43) 5,9803 (1,93) – 14,707 (– 2,55) 20,8515 (4,57) R2 0,73 0,74 0,45 0,77 0,71 0,72 0,84 0,71 0,20 observations 314 314 344 522 586 515 176 150 148 () : t de student, les coefficients en gras sont significatifs au seuil 5 %, tcb : taux de croissance du bilan (?TZ/TZ). Les variables explicatives simples concernent la réallocation des actifs et engagements venus à échéance et les variables explicatives croisées (multipliées par tcb) concernent l’impact lié à l’accroissement net des créances et dettes.

Ajustement des produits (1), des coûts (2) et des résultats (3) aux taux d’intérêt

Tableau 2

Ajustement des produits (1), des coûts (2) et des résultats (3) aux taux d’intérêt

Italie Espagne Belgique (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) C 2,6642 (2,68) 2,0559 (2,09) 0,6071 (0,82) 0,1092 (0,13) 1,0887 (1,15) – 1,4385 (– 2,00) – 0,4153 (– 0,45) – 0,8531 (– 0,89) 0,4556 (1,50) Retard 0,5482 (13,42) 0,5483 (13,42) 0,5483 (13,44) 0,3622 (13,40) 0,3984 (14,38) 0,4041 (14,98) 0,6234 (11,82) 0,6168 (12,03) 0,6431 (12,31) Taux 1 an 0,2160 (3,64) 0,1707 (2,75) 0,0453 (0,85) 0,5310 (9,97) 0,4064 (6,69) 0,1189 (2,43) 0,4517 (4,46) 0,5215 (4,95) – 0,0645 (– 1,97) Spread – 0,4659 (– 2,72) 0,0553 (0,30) – 0,5211 (– 3,17) 0,4501 (1,97) – 0,0051 (– 0,02) 0,5239 (2,55) 0,2690 (1,75) 0,3052 (1,91) – 0,0393 (– 0,75) Volatilité – 0,0598 (– 0,15) 0,8627 (2,08) – 0,9225 (– 2,48) 1,2309 (2,22) 0,4637 (0,74) 0,8718 (1,72) 1,0330 (1,39) 0,6803 (0,83) 0,4034 (1,51) (taux 1 an)*tcb 0,1209 (0,72) 0,2706 (1,51) 0,1497 (– 0,93) 0,1663 (0,90) 0,1528 (0,72) 0,0231 (0,14) 1,1736 (0,52) – 0,0462 (– 0,13) 0,2175 (1,90) Spread*tcb 4,2311 (4,30) 1,4856 (1,41) 2,7455 (2,93) 2,3827 (2,06) 2,6002 (2,06) – 0,3014 (– 0,28) – 1,3089 (1,37) – 1,1203 (– 1,13) – 0,1812 (– 0,56) Volatilité*tcb 5,8952 (2,76) 3,0750 (1,35) 2,8200 (1,38) 7,1728 (2,74) 5,8428 (1,95) 1,2146 (0,50) 7,3934 (1,63) 9,003 (1,93) – 1,7303 (– 1,12) R2 0,46 0,40 0,27 0,41 0,44 0,36 0,52 0,46 0,49 Observations 275 275 275 389 389 389 134 134 134 () : t de student, les coefficients en gras sont significatifs au seuil 5 %, tcb : taux de croissance du bilan (?TZ/TZ). Les variables explicatives simples concernent la réallocation des actifs et engagements venus à échéance et les variables explicatives croisées (multipliées par tcb) concernent l’impact lié à l’accroissement net des créances et dettes.

Ajustement des produits (1), des coûts (2) et des résultats (3) aux taux d’intérêt

Tableau 3

Ajustement des produits (1), des coûts (2) et des résultats (3) aux taux d’intérêt

Danemark USA Japon (1) (2) (3) (1) (2) (3) (1) (2) (3) C 3,0249 (3,11) 0,8184 (1,00) 2,1208 (3,57) – 0,5318 (– 2,54) – 1,85 (– 8,25) 1,4126 (10,41) 0,2920 (2,01) 0,1883 (1,31) 0,1046 (2,68) Retard 0,2764 (5,08) 0,2902 (5,69) 0,2544 (4,27) 0,9177 (79,07) 0,9115 (69,38) 0,8682 (57,17) 0,6338 (24,88) 0,6341 (24,81) 0,6407 (23,78) Taux 1 an 0,5201 (7,10) 0,7735 (12,09) – 0,2581 (– 4,64) 0,0526 (1,76) 0,2284 (7,01) – 0,1782 (– 7.,98) 0,4122 (35,79) 0,4012 (33,70) 0,0108 (2,00) Spread – 0,3325 (– 2,72) – 0,3730 (– 3,42) 0,0548 (0,59) – 1,0713 (– 8,19) – 1,0755 (– 7,51) – 0,0134 (– 0,14) – 0,0542 (– 1,09) – 0,0400 (– 0,78) – 0,0136 (– 0,59) Volatilité 0,5252 (1,42) – 0,2913 (– 0,91) 0,8040 (2,88) 1,1227 (5,32) 1,1834 (5,11) – 0,0152 (– 0,10) – 0,5828 (– 4,05) – 0,5150 (– 3,45) – 0,0675 (– 1,06) (taux 1 an)*tcb 1,0872 (4,30) – 0,6628 (3,02) 0,4225 (2,22) 0,4209 (2,46) 0,5723 (3,09) – 0,1714 (– 1,34) 0,1494 (0,81) 0,2042 (1,08) – 0,0537 (– 0,63) Spread*tcb – 1,1989 (– 1,24) – 0,3002 (– 0,36) – 0,9257 (– 1,27) – 4,8386 (– 4,99) – 2,8196 (– 2,69) – 2,2590 (– 3,10) 1,3343 (1,35) 0,2291 (0,22) 1,0987 (2,39) Volatilité*tcb 2,7338 (– 1,04) – 1,7126 (– 0,75) – 0,9229 (– 0,47) 3,3680 (2,24) 0,6402 (0,39) 2,9889 (2,65) 4,4076 (3,44) 3,7356 (2,81) 0,6600 (1,12) R2 0,55 0,69 0,30 0,87 0,78 0,59 0,89 0,87 0,43 Observations 115 115 115 968 968 968 417 417 417 () : t de student, les coefficients en gras sont significatifs au seuil 5 %, tcb : taux de croissance du bilan (TZ/TZ). Les variables explicatives simples concernent la réallocation des actifs et engagements venus à échéance et les variables explicatives croisées (multipliées par tcb) concernent l’impact lié à l’accroissement net des créances et dettes.

Ajustement des produits (1), des coûts (2) et des résultats (3) aux taux d’intérêt

34On notera que les coefficients qui traduisent la vitesse d’ajustement des produits, des coûts et des résultats nets bancaires sont toujours significatifs et inférieurs à un, en conformité avec les résultats attendus du modèle. Par ailleurs, on constate que les bilans des différents systèmes bancaires ne présentent pas la même inertie et on retrouve en grande partie la distinction précédente : les bilans des banques des trois grands pays européens (ainsi que des USA) montrent une inertie beaucoup plus forte que celle des bilans des banques espagnoles et danoises, celle des bilans des banques italiennes et belges (et japonaises) occupant une position intermédiaire. La différence de pouvoir explicatif du modèle d’un système bancaire à l’autre s’explique donc en partie par la différence de rigidité des bilans, le lien étant toutefois moins important pour le résultat net.

35Si l’on considère l’impact des taux à 1 an sur les produits et coûts liés aux actifs et engagements anciens arrivés à échéance, celui-ci est positif et significatif pour les différents systèmes bancaires des deux côtés du bilan. L’incidence des taux, tant sur les produits que les coûts, est toutefois de moindre ampleur pour l’Allemagne, l’Italie, le RU (et les USA). En revanche, l’effet sur le résultat net est différent selon les systèmes bancaires. Plus précisément, l’effet sur le résultat net est positif et significatif pour les banques françaises et espagnoles (et japonaises), mais négatif et significatif pour les banques belges et danoises (et américaines) et non significatif pour les autres. Globalement, il apparaît donc que les banques françaises et espagnoles (et japonaises) n’ont pas bénéficié comme leurs homologues belges et danoises (et américaines) de la baisse des taux d’intérêt sur la fin de la période étudiée.

36L’effet spécifique de la structure des taux sur les produits et les coûts bancaires est beaucoup plus contrasté. Au regard de l’équation du résultat net, seules les banques britanniques et espagnoles semblent bénéficier de la repentification de la structure des taux. Celle-ci serait même défavorable aux banques italiennes.

37De façon analogue, l’effet de la volatilité, quand il est significatif, apparaît différent selon le système bancaire considéré. La volatilité exerce un effet négatif significatif sur le résultat net des seules banques britanniques et italiennes et positif significatif sur celui des banques danoises [15].

38Afin d’approfondir l’analyse des trois estimations issues de l’équation (5), on détermine, à partir des tableaux 1, 2 et 3, dans un premier temps, les maturités implicites des actifs et des engagements, puis dans un second temps, les effets à court et long terme d’une variation d’un point de pourcentage du taux d’intérêt à 1 an et du spread taux à 10 ans-taux au jour le jour.

39Le tableau 4 qui représente l’estimation des maturités implicites des actifs et des engagements, permet de comparer les vitesses de renouvellement des bilans pour les différents systèmes bancaires étudiés. Si celles-ci présentent de grandes différences lorsqu’on considère séparément l’actif et le passif, les écarts de maturités implicites sont sensiblement proches. Plus précisément, les maturités implicites (brutes) des banques françaises (de l’ordre de 7 ans mais inférieures toutefois à celles des banques américaines, de l’ordre de 11 ans) sont beaucoup plus longues que celles, en particulier, des banques danoises et espagnoles (de l’ordre de 0.5 an). Celles des banques allemandes et britanniques et celles des banques italiennes et belges se trouvent dans une position intermédiaire (respectivement de l’ordre de 3 et 1.5 an). Cependant, si, mis à part le cas des banques espagnoles et danoises, les différences de maturités implicites de l’actif et du passif sont positives (position longue à la baisse des taux), celles-ci sont d’une très faible ampleur (sauf pour les banques britanniques (1.3 an)). D’après ce critère, les banques européennes peuvent être considérées comme plus ou moins immunisées contre le risque de taux d’intérêt (tout comme les banques américaines et japonaises), ce qui étend aux autres pays européens de notre échantillon la teneur des résultats obtenus par Goyeau, Sauviat et Tarazi (1998) pour les seuls pays du G5.

Tableau 4

Maturités implicites (en années)

All. France RU Italie Belg. Esp. DK USA Japon Actif 3,24 7,34 3,93 1,21 1,66 0,57 0,38 11,15 1,73 Passif 3,23 6,65 2,63 1,21 1,61 0,66 0,41 10,30 1,73 Ecart 0,01 0,69 1,30 0,00 0,05 – 0,09 – 0,03 0,85 0,00 Maturité implicite = (1 – ?i)/?i = ?1, i/(1 – ?1, i).

Maturités implicites (en années)

40Afin de donner une interprétation plus précise des conséquences d’une modification du niveau et de la pente de la structure par terme des taux d’intérêt sur la rentabilité bancaire, on a finalement mis en évidence les effets à court terme d’une variation du niveau du taux d’intérêt ou d’une variation du spread sur les résultats nets, ainsi que les effets de long terme en considérant ces variations comme permanentes. Les tableaux 5 et 6 indiquent les impacts (ceteris paribus) d’une augmentation de 1 point de %, respectivement du taux d’intérêt à un an et du spread taux à 10 ans — taux au jour-le-jour sur les résultats nets en testant la significativité de ces effets à l’aide d’un test de Wald.

Tableau 5

Impact net du taux d’intérêt à 1 an

Écart All FR RU Italie Belg Esp Dk USA Japon?1, 1 – ?1, 2 0,0001 0,0108 0,0726 – 0,0001 0,0066 – 0,0362 – 0,0138 0,0062 – 0,0003 ?2, 1 – ?2, 2 – 0,0106 0,0624 – 0,0228 0,0453 – 0,0698 0,1246 – 0,2534 – 0,1758 0,011 ?2, 3 – 0,0235 0,0596 – 0,0003 0,0453 – 0,0645 0,1189 – 0,2581 0,1782 0,0108 ?2, 1 / (1 – ?1, 1) – ?2, 2 / (1 – ?1, 2) – 0,0445 0,8827 0,3593 0,002 – 0,1615 0,1570 – 0,3710 – 1,9417 0,0291 ?2, 3 / (1 – ?1, 3) – 0,0821 0,3656 – 0,0006 0,1003 – 0,1807 0,1995 – 0,3462 – 1,3520 0,0301 Les coefficients en gris clair sont significativement non nuls à 10 %, ceux en gris foncé à 5 % (test de Wald).

Impact net du taux d’intérêt à 1 an

(variation de 1 point de %)

Tableau 6

Impact net du spread taux à 10 ans/ tjj

Écart All FR RU Italie Belg Esp Dk USA Japon ?3, 1 – ?3, 2 – 0,0139 0,0615 0,7090 – 0,5212 – 0,0362 0,4552 – 0,7055 0,0042 0,0266 ?3, 3 – 0,0116 – 0,0049 0,7776 – 0,5211 – 0,0393 0,5239 0,0548 – 0,0134 – 0,0136 ?3, 1 / (1 – ?1,1) – ?3, 2 / (1 – ?1, 2) – 0,0587 0,3887 4,3216 – 1,1536 – 0,0822 0,7142 0,0660 – 0,8645 – 0,0387 ?3, 3 / (1 – ?1, 3) – 0,0405 – 0,0301 1,5831 – 1,1536 – 0,1101 0,8792 0,0735 – 0,1017 – 0,0379 Les coefficients en gris clair sont significativement non nuls à 10 %, ceux en gris foncé à 5 % (test de Wald).

Impact net du spread taux à 10 ans/ tjj

(variation de 1 point de %)

41L’écart (?_{1, 1} – ?_{1, 2}) mesure la différence de vitesse d’ajustement instantané de l’actif et du’passif (tableau 5). Les élasticités ?_{2, i} ou ?_{3, i} du modèle estimé (i = 1 pour les produits, i = 2 pour les coûts, i = 3 pour le résultat net) permettent ensuite de construire les indicateurs des effets à court et long terme des variations du niveau ou du spread de taux d’intérêt. Dans le tableau 5, (?_{2, 1} – ?_{2, 2}) mesure l’écart entre l’impact de court terme sur les produits et l’impact de court terme sur les coûts, et ?_{2, 3} mesure directement l’effet de court terme sur les résultats ’ nets. De même, (?_{2, 1} / (1 – ?_{1, 1})) – (?_{2, 2} / (1 – ?_{1, 2})) mesure indirectement, et ?_{2, 3} / (1 – ?_{1, 3}) mesure directement l’effet de long terme sur les résultats nets. Dans le tableau 6, des indicateurs similaires sont construits à partir de ?_{3, i} pour l’analyse de l’impact de la variation du spread.

42Le test de Wald ne détermine une significativité au seuil de 5 % des indicateurs du tableau 5 que pour 11 des 35 écarts étudiés pour les différents systèmes bancaires européens, 5 autres écarts apparaissant significatifs au seuil de 10%. La différence de vitesse d’ajustement instantané de l’actif et du passif n’apparaît significative que pour les banques britanniques (au seuil de 10 %) et espagnoles (au seuil de 5 %) mais de façon opposée : l’actif des banques britanniques (espagnoles) semble présenter une plus (moins) grande inertie que leur passif.

43L’analyse, d’une part, des écarts des effets sur les produits et les coûts, d’autre part, des effets sur le résultat bancaire confirme qu’une baisse durable des taux (plus précisément, un niveau plus faible des taux) semblerait bénéficier largement aux banques danoises et, dans une moindre mesure, aux banques belges, mais pénaliserait, en revanche, les banques espagnoles et les banques françaises (au regard des tests sur l’équation du résultat net) [16]. Le niveau des effets de long terme est bien sûr toujours supérieur à celui des effets de court terme. Mais compte tenu des écarts d’inertie entre pays, on constate un renversement de la hiérarchie de l’Espagne et de la France dans leur réponse à la baisse du taux d’intérêt. La rentabilité des banques espagnoles augmente à court terme plus que celle des banques françaises mais uniquement parce que la partie immédiatement réaffectée du portefeuille ancien des banques espagnoles est beaucoup plus forte que celle des banques françaises (de l’ordre de 60% contre 15%). A long terme, lorsque tout le portefeuille est réaffecté, l’effet de la baisse des taux profite davantage aux banques françaises, traduisant un impact plus fort en France des taux sur les actifs réaffectés des banques. La baisse des taux n’exercerait par contre aucun effet significatif pour les banques allemandes, britanniques et italiennes ni à court ni à long terme.

44On peut aussi noter, à titre comparatif, que, pour les systèmes américain et japonais, à l’exception de l’écart de vitesse d’ajustement instantané, tous les autres écarts apparaissent significatifs. Mais, si toute baisse permanente des taux semblerait clairement bénéficier aux banques américaines, et très fortement à long terme, en revanche, les banques japonaises n’en souffriraient que très légèrement.

45En ce qui concerne l’impact du spread, on ne peut isoler un effet structure spécifique tant à court qu’à long terme que pour trois pays. Les systèmes bancaires britannique et espagnol apparaissent avoir bénéficié de la repentification de la courbe des taux du milieu des années 90, contrairement au système italien qui en a souffert. En ce qui concerne le Royaume-Uni, il y a un effet positif du spread particulièrement élevé. Cependant, la très forte divergence entre le chiffre des deux indicateurs de long terme [17] incite à rester prudent sur le commentaire du niveau de cet effet sur le résultat des banques britanniques.

5 – Conclusion

46Cette analyse fait apparaître la diversité des réponses des systèmes bancaires européens à l’évolution des taux d’intérêt de marché. L’utilisation d’un modèle d’ajustement des résultats bancaires qui incorpore le niveau, la structure par terme et la volatilité des taux permet, malgré ses limites, d’apprécier les conséquences d’une modification des taux sur la totalité des activités bancaires. Les expositions au risque de taux, telles qu’elles ressortent des calculs de maturités implicites des actifs et des engagements, sont relativement faibles pour l’ensemble des pays étudiés. Une analyse plus précise de l’impact des taux sur les résultats bancaires conduit cependant à mettre en évidence des effets significatifs dans certains pays. Globalement, il apparaît que, à l’exception notable des banques allemandes, la performance de l’industrie bancaire est liée à l’évolution des taux d’intérêt sur les marchés financiers. Elle peut être liée à l’évolution soit du niveau des taux (banques françaises, belges et danoises), soit de la structure des taux (banques britanniques et italiennes), soit aux deux à la fois (banques espagnoles). Plus précisément, une baisse des taux exercerait un effet bénéfique pour les banques belges et danoises (à l’instar des banques américaines) et pénaliserait les banques françaises et espagnoles. Les banques britanniques et espagnoles profiteraient d’une pente positive de la structure par terme contrairement à leurs homologues italiennes. Quant aux résultats relatifs à la volatilité, ils sont généralement d’un très faible pouvoir explicatif.

47Ces résultats peuvent être exploités pour apprécier les conséquences de la politique monétaire commune sur les performances des banques européennes, en particulier quant au rôle que les autorités peuvent avoir dans la régulation prudentielle des systèmes bancaires en influençant directement le niveau et la gamme des taux sur les marchés financiers. Compte tenu de la diversité des impacts mis en évidence, on peut craindre l’émergence de situations où la Banque Centrale Européenne sera confrontée à un dilemme dans la détermination de ses taux si elle est amenée à prendre en compte la santé de systèmes bancaires européens hétérogènes dans sa fonction de réaction.