L’inflation, les salaires et les gains de productivité connaissent, au cours du cycle actuel, une évolution particulière. Alors que l’économie américaine est entrée dans sa dixième année de croissance et que le taux de chômage se situe depuis maintenant quatre ans en dessous de son niveau d’équilibre, estimé à 5,6 % par le Congressional Budget Office
(CBO), l’inflation, quel que soit l’indicateur retenu, affiche une modération exceptionnelle (tableau A1). Il en est de même pour le coût du travail, qu’il soit mesuré par le salaire horaire, par la rémunération horaire ou par l’indice du coût de l’emploi (ECI). Ces évolutions sont-elles le résultat de la disparition de la courbe de Phillips ? La réponse est non.
* Cette annexe a été rédigée par Hélène Baudchon et Francisco Serranito. A1. Croissance, productivité, inflation et coût du travail
Taux de croissance moyen, en%
Décennies Années Moyenne
1960 1980 1990 1996 1997 1998 1999 1996-1999 PIB 4,8 3,3 3,5 3,7 4,5 4,3 4,1 4,1 Gains de productivité horaire du travail * 3,1 1,6 2,3 2,7 2,0 2,8 3,0 2,6 Prix à la consommation (CPI) 2,6 4,8 2,6 2,9 2,3 1,6 2,2 2,2
Indice de base CPI 2,7 5,3 2,9 2,7 2,4 2,3 2,1 2,4
Déflateur de la consommation privée 2,3 4,5 2,0 2,0 1,7 0,9 1,6 1,6 Salaire horaire 5,2 4,2 3,2 3,4 3,9 4,1 3,7 3,8 Indice du coût de l'emploi (total) 5,3 3,4 2,8 3,1 3,5 3,2 3,2 Composante salaires 4,9 3,3 3,3 3,5 4,0 3,4 3,6 Composante charges patronales 6,5 3,5 1,8 2,0 2,5 2,7 2,3 Rémunération horaire moyenne * 5,2 5,3 3,6 3,1 3,6 5,2 4,8 4,2
* Dans le secteur non agricole.
Années 1960 : T1 1961-T4 1969 ; années 1980 : T3 1980-T3 1990 ; années 1990 : T1 1991-T4 1999.
Ce sont la désinflation importée et le dynamisme des gains de produc-tivité qui expliqueraient la faiblesse de l’inflation1. La forte appréciation du dollar entre la mi-1995 et la mi-1998 s’est en effet traduite par une contraction du prix des importations dès 1996. Cette baisse a été renforcée par la crise asiatique de l’été 1997 et ses répercussions sur le prix des matières premières et du pétrole, et a atteint 5,3 % en 1998 (en moyenne annuelle). Ce facteur modérateur a moins joué en 1999 dans la mesure où le prix a renoué avec un taux de croissance positif (+ 0,3 %). Les gains de productivité ont accéléré au cours des quatre dernières années2. L’origine du paradoxe sur l’inflation se trouve dans la modération des prix de valeur ajoutée. Confrontées à une augmen-tation des capacités de production et à une concurrence accrue par la forte pénétration des importations étrangères, les entreprises ne sont pas incitées à augmenter leur prix, et peuvent même les baisser afin d’assurer l’écoulement de leurs marchandises. La baisse du taux de marge est le reflet de ces contraintes. Elles bénéficient néanmoins de la bonne tenue des coûts salariaux unitaires du travail, en partie grâce à la modération des salaires et des charges (et en particulier l’assurance maladie), en partie grâce aux gains de productivité. Mais les prix de la santé ne devraient plus ralentir dès lors que le nombre d’affiliés aux centres de soins HMOs (Health Maintenance Organizations) est proche de son maximum. Ceci est confirmé par l’évolution récente de la composante « charges patronales » de l’indice du coût de l’emploi. Par ailleurs, on peut se demander si l’évolution modérée des salaires s’explique par des facteurs spécifiques. Certains évoquent un sentiment d’insécurité des travailleurs, qui persisterait malgré la baisse du chômage3. Les négocia-tions salariales auraient ainsi évolué vers des revendicanégocia-tions en termes de sécurité accrue de l’emploi et de meilleure couverture des risques vieillesse et maladie.
Le NAIRU est un concept prisé par de nombreux économistes. Son principal avantage est d’offrir une représentation synthétique de la boucle prix-salaires, mais il souffre de plusieurs limites, qu’il convient de garder à l’esprit. En particulier, les évaluations du taux de chômage d’équilibre sont toujours révisées à la baisse lorsque la croissance de l’économie accélère. Dans ce cas, la productivité du travail s’accélère, les cotisations sociales sont réduites, donc le taux de chômage d’équilibre diminue. En tout état de cause, un NAIRU à 5,6 % n’est manifestement plus la bonne référence.
1. Afin de corriger une partie des biais dont souffre l’indice des prix à la consommation (CPI), le Bureau of Labor Statistics a procédé à une série d’ajustements entre 1995 et 1997
qui ont amputé de manière permanente la hausse annuelle des prix de 0,2 à 0,3 point. Les changements introduits en 1998 et 1999 la réduiront encore de 0,4 point d’ici 2002.
2. Pour les chiffres, se reporter au texte États-Unis « 2000 : l’année test » (pp.32-39). 3. Cet argument est sujet à controverses sur le plan empirique. Ainsi, d’après Aaranson & Sullivan (1998), l’accroissement du sentiment d’insécurité est un des déterminants les plus importants de la faiblesse des revendications salariales dans les années 1990. Cependant, selon Kramer & Li (1997), l’introduction de différentes mesures du niveau d’insécurité des travailleurs dans une courbe de Phillips ne permet pas de mieux expliquer la décélération de l’inflation de la fin de la dernière décennie.
Le travail réalisé ici tente d’apporter une confirmation économé-trique à ces éléments d’explication. Dans ce but, nous estimons une boucle prix-salaire aux États-Unis à partir de données trimestrielles sur la période 1964:2-1999:4. La spécification retenue est standard, puisque l’équation de salaire représente une courbe de « Phillips augmentée »4. Ainsi, le taux de croissance des salaires dépend de l’inflation courante et passée (∆P C), du taux de chômage (U), des gains de productivité de
travail (∆Π) et des termes de l’échange interne (∆P–∆P C)5. L’évolution des prix à la consommation est une fonction des prix à la valeur ajoutée
(∆P) et des prix des importations (∆PIM). Nous supposons, enfin, que
les entreprises ont un comportement de marge constant sur le coût unitaire. L’équation de prix est ainsi spécifiée sous la forme d’un modèle à correction d’erreur. Si l’hypothèse d’indexation unitaire des salaires sur les prix est acceptée, la résolution de ce système permet de définir un taux de chômage non inflationniste de long terme (NAIRU). Les équations sont estimées simultanément par la méthode des triples moindres carrés6. 1 (13,05) (6,65) (2,50) (3,73) W (12,36) (4,56) W 0,014 1,0 PC 0,474( P PC) 0,172( P PC) 0,108 0,211 U 0,008DUM e R² 0,733 DW 1,665 ECR 0,28% ∆ ∆ ∆ ∆ ∆ ∆ ∆Π ∆ − = + + − + − + − − + = = = PC (6,43) (17,37) (6.49) PC 0,003 0,806 P 0,077 PIM e R² 0,800 DW 1,497 ECR 0,34% ∆ = + ∆ + ∆ + = = = 1 2 1 (1,58) (3,77) (1,81) (4,23) (1,95) 2 4 1 1 1 (2,99) (3,81) ( 1,57) 1 2 P ( 3 , 9 1 ) ( 1,40) ( 2,32) P 0,146 0,219 CS 0,107 CS 0,225 CS 0,027 PIM 0,042 PIM 0,046 PIM 0,031(P CS ) 0,143 0,050 0,081 e R² 0 ∆ ∆ ∆ ∆ ∆ ∆ ∆ Π ∆Π ∆Π ∆Π − − − − − − − − − − − − − − = + + + + + + − − + − − − + = ,765 DW =1,697 ECR=0,34%
avec CS = W (1+tc) où CS est le coût salarial, W est le salaire horaire nominal et tc est le taux de cotisations sociales employeur.
Dans la première équation, nous n’avons reporté que la somme des coefficients sur le taux d’inflation. L’hypothèse nulle d’indexation unitaire des salaires sur les prix est acceptée (la p-value est égale à 0,292).
4. Ce modèle, ainsi que ses implications en termes de chômage d’équilibre, est discuté en détail par Sterdyniak et al. (1997).
5. La variable DUM est une variable muette qui vaut 1 en 1971:4 et – 0,6 en 1972:1. Cette variable traduit l’effet sur les salaires du contrôle des prix et des salaires imposé au quatrième trimestre de 1971 et du relâchement de cette contrainte au trimestre suivant (Lown et Rich, 1997).
6. Cette méthode permet de corriger les biais de simultanéité. Les variables instru-mentales retenues sont les variables exogènes et les variables endogènes décalées.
Le système estimé est globalement satisfaisant puisque chaque équation permet d’expliquer au moins deux tiers de la variance. On retrouve un délai d’indexation des salaires relativement long : il est nécessaire d’introduire les onze premières valeurs retardées du taux d’inflation. L’hypothèse d’indexation unitaire est toutefois acceptée au seuil de 1 %. La semi-élasticité du taux de salaire au chômage serait de – 0,211 ; une hausse de 1 point du taux de chômage réduirait, en rythme annuel, le taux de croissance des salaires de 0,84 %. En ce qui concerne le taux d’inflation, l’hypothèse que la somme des coefficients du prix à la valeur ajoutée et aux importations est égale à un est largement rejetée. Cependant, les coefficients estimés sont satisfaisants : la part des impor-tations dans la consommation est ainsi estimée à 8 %. Dans l’équation du prix à la valeur ajoutée, si le coefficient de la force de rappel est bien négatif, il n’est que faiblement significatif. Par ailleurs, les prix à l’impor-tation ont un impact significatif et positif sur les prix à la valeur ajoutée. Ce résultat est quelque peu paradoxal, puisqu’on s’attendrait plutôt à obtenir un effet négatif du prix des importations. Il pourrait s’expliquer, toutefois, par l’accroissement du degré de concurrence du fait de la plus forte ouverture de l’économie américaine. Ainsi, pour faire face à la baisse du prix des importations, résultant par exemple d’une appréciation du dollar, les entreprises américaines préfèrent diminuer leurs marges plutôt que de perdre des parts de marché. Ce comportement serait une des causes de la faiblesse des pressions inflationnistes ces dernières années.
D’après ces estimations, il est possible de calculer des taux de chômage non inflationnistes de court et de long terme. Ainsi, la résolution du système précédent conduit au NAIRU de court terme : NAIRUC T= 0,071–4,23∆Π*–0,33∆P +0,14∆PIM*+4,74∆tc*, où une étoile sur une variable désigne sa valeur tendancielle. Le taux de chômage non inflationniste dépend des gains de productivité, de l’évolution des termes de l’échange et de la variation du taux de cotisations sociales employeur. Lorsqu’on se situe à long terme, on peut supposer que le taux de cotisa-tions sociales est constant. Il en va de même pour les termes de l’échange : sur longue période les prix des concurrents étrangers évoluent comme les prix intérieurs. Ces hypothèses permettent donc de définir un NAIRU de long terme qui n’est fonction que des gains de produc-tivité tendanciels : NAIRU = 0.071–4.23∆Π*. Les valeurs de long terme des variables sont obtenues grâce à un lissage des données par le filtre de Hodrick-Prescott.
Le NAIRU de long terme augmente du milieu des années 1960 jusqu’au début des années 1980 (graphique A1 et tableau A2). Il se stabilise ensuite jusqu’au milieu des années 1990 autour d’une valeur moyenne de 5,5 %. La dernière moitié des années 1990 est marquée par une forte chute du NAIRU qui retrouve son niveau du milieu des années 1960. Du fait des fortes variations des termes de l’échange et
des cotisations sociales, le NAIRU de court terme est beaucoup plus volatil que celui de long terme : il est ainsi passé de plus de 10 % au début des années 1970 à près de 0,3 % à la fin de la décennie 19907 (graphique A2). La chute du NAIRU de court terme est frappante depuis le milieu des années 1990. Elle s’explique par la désinflation importée grâce à la forte montée du dollar et à la baisse du prix du pétrole et par la réduction importante du taux de cotisations sociales employeur. Celui-ci a en effet baissé de près de 3,5 points, passant de 18,5 % au premier trimestre 1994, sa valeur maximale, à 14,8 % au quatrième trimestre 1999. Cette baisse des charges résulte, d’une part du ralentissement du prix de la santé, d’autre part de l’envolée des cours boursiers, qui a permis aux entreprises de réduire leurs cotisations aux fonds de pension (dans le cas de fonds à prestations définies).
A2. Comparaison du taux de chômage et du NAIRU
E n %
Taux de chômage Gains de NAIRU de productivité long terme horaire du travail 1964 : 2-1969 : 4 4,0 0,6 4,6 1970 : 1-1979 : 4 6,2 0,4 5,3 1980 : 1-1989 : 4 7,3 0,4 5,6 1990 : 1-1994 : 4 6,5 0,4 5,5 1995 : 1-1999 : 4 4,9 0,6 4,8 1998 : 1-1999 : 4 4,4 0,6 4,6
Sources : BLS et calcul des auteurs.
Selon nos estimations, le taux de chômage devient inférieur au NAIRU de long terme à partir du deuxième trimestre de 1998. Par conséquent, des tensions inflationnistes auraient dû apparaître dès la seconde moitié de cette année. Or, il n’en est rien. ceci n’a rien de « paradoxal ». En effet, la baisse du prix des importations et la diminution des charges sociales ont limité les effets inflationnistes de la forte croissance américaine. Cela n’implique nullement la « fin de l’inflation », mais seulement que les mécanismes traditionnels n’appa-raissent pas encore du fait de ces chocs favorables.
Selon certains auteurs (Lown et Rich, 1997, Hogan, 1998, Chan-Lau et Tokarick, 1999 et Fair, 2000), l’évolution de l’inflation depuis le milieu des années 1990 ne peut plus s’expliquer par une approche de type « courbe de Phillips ». Pour tester cette proposition, nous avons estimé le modèle précédent sur la période 1964:2-1994:4 et réalisé des simula-tions dynamiques sur l’ensemble de la période. L’estimation d’une boucle
7. Le calcul concernant le NAIRU de court terme ne débute qu’en 1972:2, car le taux de cotisation sociale employeur n’est disponible qu’à partir de cette date.
prix-salaires décrit de manière relativement satisfaisante l’évolution des salaires et des prix à la consommation sur l’ensemble de la période (graphiques A3 et A4). A partir de 1998, le modèle tend à surestimer de manière systématique l’inflation et le taux de croissance des salaires. Cependant, l’erreur de prévision du modèle reste modérée.
L’approche par la courbe de Phillips reste un outil efficace pour comprendre l’évolution de l’inflation au cours du dernier cycle américain. Ainsi, si les États-Unis ont pu connaître une forte baisse du chômage sans que cela ne se traduise par des pressions inflationnistes importantes, cela est dû en grande partie à la forte décrue du taux de chômage structurel. Il reste maintenant à comprendre les raisons de la baisse tendancielle du NAIRU depuis le milieu des années 1990. Autrement dit, il reste à expliquer les déterminants des forts gains de productivité américains au cours du dernier cycle.
0 2 4 6 8 10 12 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 Taux de chomâge NAIRU de CT
A2. Taux de chômage et NAIRU de court terme aux États-Unis
En %
Sources : BLS, calculs des auteurs.
3 4 5 6 7 8 9 10 11 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 Taux de chomâge NAIRU
A1.Taux de chômage et NAIRU de long terme aux États-Unis
En %
NAIRU de long terme
A3. Taux de croissance des salaires aux États-Unis
En %
Sources : BLS, calculs des auteurs.
A4. Taux d'inflation aux États-Unis
En % 0,0 0,5 1,0 1,5 2,0 2,5 3,0 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 Observé Simulé -0,6 -0,1 0,4 0,9 1,4 1,9 2,4 2,9 3,4 3,9 4,4 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 Observée Simulée Simulé Observé