nants de l’inflation
1.2.1 Les considérations théoriques sur les déterminants de l’inflation
Cette section passe en revue les diverses explications de l’inflation. Il n’est pas question ici, de montrer que l’inflation peut avoir de multiples origines mais seulement de recenser celles qui ont servi à construire certaines grandes théories de l’inflation.
1.2.1.1 La théorie quantitative de la monnaie
Les premiers économistes qui se sont penchés sur les causes de l’inflation furent tentés par une explication monétaire. L’approche monétaire de l’inflation est celle qui montre qu’il existe une relation de causalité entre la quantité de monnaie et le niveau général des prix. En effet, cette approche repose sur l’idée selon laquelle les
variations de la masse monétaire génèrent des variations sur l’inflation. Autrement dit, les causes de l’inflation sont toujours monétaires. Cette approche repose sur la théorie quantitative de la monnaie. Dans la vieille tradition de cette théorie, l’équation quantitative s’écrit :
MisVi =PiTi [1.1]
où : Ms
i est la quantité nominale de monnaie dans le pays i;
Vi est la vitesse de circulation de la monnaie dans le pays i;
Pi est le niveau général des prix (le déflateur du PIB) dans le pays i;
Ti est le volume des transactions à assurer dans le pays i. L’utilisation la fonction logarithmique donne :
log(Pi) =log(Ms
i) +log(Vi)−log(Ti) [1.2] La différenciation de l’équation [1.2] donne :
∆log(Pi) = ∆log(Ms
i) + ∆log(Vi)−∆log(Ti) [1.3]
Dans cette vieille tradition, la vitesse de circulation de la monnaie Vi et le volume des transactions à assurer Ti sont constants alors∆log(Vi) = ∆log(Ti) = 0
Ainsi, l’équation [1.3] devient :
∆log(Pi) = ∆log(Ms
i) [1.4]
Cette équation signifie que l’inflation est toujours monétaire et provient d’un simple accroissement exogène de la masse monétaire.
Une version modifiée de l’équation quantitative, appelée "équation de Cam-bridge" et liée aux travaux d’Alfred Marshall, envisageait la création monétaire en une fonction de demande de monnaie Md
1.2 Une revue de la littérature sur les déterminants de l’inflation 44
Mid=kiPiYiD [1.5]
où :Md
i est l’encaisse monétaire nominale, c’est-à-dire la trésorie que souhaite dé-tenir les individus ;
ki est un coefficient constant qui traduit la préférence pour la liquidité des agents économiques ;
Pi est le niveau général des prix ;
YD
i est le volume de la production réelle, supposé proportionnel au volume des transactions.
L’utilisation la fonction logarithmique et la différenciation de l’équation [1.5] donne :
∆log(Pi) = ∆log(Mis)−∆log(YDi) [1.6] En posant :
πi = ∆log(Pi); mi = ∆log(Ms
i) etyi = ∆log(Yi D)
Ainsi, la transformation de l’équation [1.6] donne :
πi =mi −yi+ui [1.7] soit :
πi =β0+β1mi−β2yi+i [1.8]
Cette équation signifie qu’un accroissement de la masse monétaire supérieur à celui de la production réelle se traduira par un ajustement à la hausse du niveau général des prix tel que la valeur globale des échanges soit égale à la nouvelle quantité de monnaie en circulation. A court terme, ou lorsque l’appareil de production ne peut pas répondre à une hausse de la demande, la variation des prix serait proportionnelle à celle de la quantité de monnaie. Cet arbitrage entre la sphère
réelle et celle nominale a dominé la littérature sur les théories de l’inflation et il a constitué le principal axe des développements de la théorie de l’inflation ainsi que sa dynamique depuis le début des années 1960 à travers la courbe de Phillips.
1.2.1.2 La courbe de Phillips
La courbe de Phillips originelle a été le résultat d’une recherche sur la relation entre la variation des salaires nominaux et le taux de chômage au Royaume-Uni (Phillips, 1958). L’idée sous-jacente à cette relation est l’existence d’un mécanisme d’ajustement sur le marché du travail : un surcroît de demande de travail fait baisser le chômage, ce qui augmente le pouvoir de négociation des salariés et pousse les salaires à la hausse (Le Bihan, 2009), donc une hausse des prix (Blanchard et Cohen, 2013). La courbe de Phillips a été popularisée par Samuelson et Solow (1960) comme un instrument de politique économique. En construisant une courbe analogue à celle de Phillips pour les Etats-Unis, ils ont observé une relation négative entre l’inflation et le chômage, suggérant un arbitrage entre ces deux variables de sorte que les autorités avaient la possibilité de choisir librement entre une inflation faible associée à un taux de chômage élevé et une inflation élevée associée à un taux de chômage faible. Cette recherche a été une contribution importante et innovante de la théorie de l’inflation ainsi que sa dynamique. Dans sa formulation originelle,
1.2 Une revue de la littérature sur les déterminants de l’inflation 46
l’équation de Phillips est présentée comme une relation linéaire entre l’inflation et le taux de chômage :
πt=a−αut [1.9]
avec :aune variable composite représentant une marge que les entreprises ajoutent sur le coût marginal et tous les autres facteurs affectant l’offre de travail (taille de la population en âge de travailler, sa composition, l’environnement social et culturel, ...) ;
ut est le taux de chômage.
Ceci a donné la relation exactement observée par les économistes. Dans ce cas, l’impact d’une diminution du taux chômage sur l’inflation devient extrêmement élevé sur l’inflation lorsque le taux de chômage s’approche de zéro, alors qu’il est faible quand le taux de chômage atteint des niveaux élevés. Cependant, à la fin des années 1960 et au cours des années 1970, le constat était que la possibilité d’arbitrage, c’est-à-dire une augmentation de l’inflation au profit d’une baisse du taux de chômage, montrait une hausse de l’inflation non accompagnée par une baisse du taux de chômage. Par conséquent, la validité de la courbe de Phillips a été remise en cause, d’où sa reformulation rapide par beaucoup d’auteurs à travers la prise en compte d’autres facteurs explicatifs de la dynamique de l’inflation.
1.2.1.3 Le rôle des anticipations
A la suite des hausses simultanées des taux d’inflation et de chômage au cours des années 1970, des auteurs du courant monétariste, notamment Phelps (1967) et Friedman (1968), ont été les premiers à mettre en avant l’absence de relation à long terme entre l’inflation et le chômage, et le caractère non effectif de la courbe de Phillips originelle (Gbaguidi, 2012). Cela est venu d’une modification du processus
de formation des anticipations à suite de la modification du processus d’inflation. Pour Phelps (1967) et Friedman (1968), toute régulation, impliquant des modifi-cations au sein de la sphère nominale, devrait conduire à des ajustements dans le comportement d’anticipation des agents économiques à moyen terme et, entrainer l’ineffectivité de l’arbitrage à long terme. Quand l’inflation est constamment posi-tive, il est systèmatiquement faux de penser que les prix de demain seront égaux à ceux d’aujourd’hui (Blanchard et Cohen, 2013). C’est cette prise en compte du processus de formation des anticipations qui a modifié la relation et l’arbitrage entre l’inflation et le chômage.
Formellement, cela a conduit les recherches postérieures à introduire les anticipa-tions inflationnistes dans la courbe de Phillips. Ainsi, la courbe de Phillips aug-mentée est exprimée par :
πt=a−αut+πe
t [1.10]
Pendant les années 1970, les travaux privilégiaient l’hypothèse d’anticipations adaptatives. Ainsi,
πe
t =δπt−1 [1.11]
δ mesure l’influence de l’inflation passée sur l’inflation anticipée. Plus δ est élevé, plus l’inflation de l’année incitait les salariés et les entreprises à réviser leurs anti-cipations d’inflation pour cette année, et plus l’inflation anticipée était élevée.
Pendant les années 1970, il a été considéré que la valeur de δ avait augmenté au cours du temps. Tant que l’inflation était faible et peu persistante, il était rai-sonnable de la part des agents économiques, particulièrement les travailleurs et les entreprises, d’ignorer l’inflation passée et de supposer que les prix à venir seraient identiques aux prix passés. Au moment d’écrire leur articles, Phillips (1958) et
1.2 Une revue de la littérature sur les déterminants de l’inflation 48
Samuelson et Solow (1960) avaient connaissance de l’effet des anticipations d’in-flation mais en raison des taux d’ind’in-flation faibles de cette période, ils considéraient que les anticipations d’inflation étaient nulles, soit πet = 0 donc δ était proche de zéro. Mais, au fur et à mesure que l’inflation devenait persistante, les agents éco-nomiques s’étaient mis à modifier leur comportement d’anticipation. Ils pensaient que si l’inflation était forte une année alors elle le serait pour l’année suivante. Par conséquent, la valeur de δ avait augmenté régulièrement. Pendant les années 1970, il semblait que les agents économiques avaient formées leurs anticipations en supposant que le taux d’inflation de l’année serait égal au taux d’inflation de l’année passée. L’expression de la courbe de Phillips est devenue :
πt=a−αut+δπt−1 [1.12]
A partir de cette équation, plusieurs hypothèses peuvent être faites surδ. Lorsque
δ = 0, l’équation donne le relation décroissante entre l’inflation et le chômage, c’est-à-dire la courbe de Phillips originelle ;
Lorsque δ 0, le taux d’inflation dépend aussi bien du taux de chômage que de l’inflation passée ;
Lorsqueδ = 1, le taux de chômage a un impact sur la variation du taux d’inflation plutôt que le taux d’inflation, soit :
πt−πt−1 =a−αut [1.13]
Cette équation traduit qu’un taux de chômage élevé entraîne une baisse du taux d’inflation alors qu’un taux de chômage faible entraîne une hausse du taux d’in-flation. Sous cette forme, la courbe de Phillips est appelée courbe de Phillips accé-lératrice car une baisse du chômage entraîne une hausse du taux d’inflation, donc une accélération du niveau des prix.
1.2.1.4 L’hypothèse du taux naturel
Dans ce même contexte de remise en cause de l’arbitrage entre inflation et chômage de la courbe de Phillips originelle, les auteurs monétaristes développaient la notion d’hypothèse du taux naturel en montrant que le taux de chômage ne pouvait être maintenu sous un certain seuil, appelé le "taux de chômage naturel"9. De façon explicite, en notant par un le taux de chômage naturel et en posant
πt=πe
t dans l’équation [1.10], nous obtenons :
0 =a−αun
En isolant un, nous obtenons :
un= aα [1.14]
Cette équation montre que plus la marge des prix sur les salaires ou les autres facteurs influençant la détermination du salaire sont élevés, plus le taux de chômage naturel est élevé.
D’après l’équation [1.14], nous avons : a=αun.
En remplaçantaparαundans l’équation [1.10], nous avons, après réarrangement :
πt−πet =−α(ut−un) [1.15]
Avec l’hypothèse d’anticipation adaptative pour laquelle l’inflation anticipée pour l’année à venirπteest formée à partir de l’inflation de l’année passéeπt−1, l’équation devient :
πt−πt−1 =−α(ut−un) [1.16]
9Le taux de chômage naturel est le taux de chômage pour lequel le taux d’inflation effectif est égal au taux d’inflation qui avait été anticipé
1.2 Une revue de la littérature sur les déterminants de l’inflation 50
A ce niveau, la courbe de Phillips correspond à une relation entre la variation du taux d’inflation, le taux de chômage effectif et le taux de chômage naturel. Cette équation montre que la variation de l’inflation dépend de l’écart entre le taux de chômage effectif et le taux de chômage naturel. Ainsi, lorsque le taux de chômage effectif est supérieur au taux de chômage naturel alors le taux d’inflation décroît. Par contre, lorsque le taux de chômage effectif est inférieur au taux de chômage naturel alors le taux d’inflation croît.
Pour une inflation constante, c’est-à-dire πt =πt−1 alors ut = un. Donc un est le taux de chômage nécessaire pour maintenir une inflation stable. C’est pour cette raison qu’il est appelé le NAIRU (non-accelerating inflation rate of unemployment), c’est-à-dire, le taux de chômage qui n’accélère pas le taux d’inflation.
Lorsque le taux d’inflation atteint des niveaux très élevés, l’inflation aura tendance à devenir plus volatile, changeant par conséquent, les contrats salariaux. Ainsi, les entreprises et les salariés fixeront les salaires nominaux pour des durées très courtes10. Cette indexation des salaires à l’inflation rend l’impact du chômage sur l’inflation plus élevé. En considérant le cas où une partieλ des salaires est indexée alors que l’autre partie (1−λ)ne l’est pas, l’équation [1.15] devient :
πt = [λπt+ (1−λ)πt−1]−α(ut−un) [1.17]
⇒(1−λ)[πt−πt−1] =α(ut−un)
⇒πt−πt−1 = (1−αλ)(ut−un) [1.18]
Cette relation [1.18] montre que l’indexation augmente l’impact du chômage sur l’inflation. Plus la proportion λ des salaires indexés est élevée, plus l’impact du
10En situation d’inflation plus forte que prévue, les salaires réels risquent de baisser fortement et le bien-être des salariés en baissera. En revanche, pour une inflation plus faible que prévue, les salaires réels riquent fortement d’augmenter et les entreprises en seront en faillite
chômage sur la variation de l’inflation - le coefficient (1−αλ) - est élevé. Cela repose sur l’idée selon laquelle lorsque le chômage est faible, les salaires augmentent, ac-croissant ainsi les prix. Cette hausse des prix entraîne immédiatement une nouvelle hausse des salaires, qui est suivie par une nouvelle hausse des prix, etc. Sur l’an-née, l’effet d’un faible taux de chômage sur l’inflation est beaucoup plus important. Quand la plupart des salaires sont indexés, c’est-à-dire quand λ est proche de 1, alors de petites variations du chômage peuvent entraîner de très fortes variations de l’inflation.
1.2.1.5 La révolution des anticipations rationnelles
Au milieu des années 1970, des auteurs comme Lucas (1972), Sargent et Wal-lace (1975) ont prolongé le raisonnement monétariste dans un cadre d’analyse au sein duquel, les agents forment leurs anticipations d’inflation de façon rationnelle. Dans ce cas, les individus prennent leurs décisions sur la base de toute l’informa-tion disponible notamment, celle qui concerne les mesures en cours et à venir de l’ensemble des variables économiques intervenant dans la modélisation macroéco-nomique. En effet, contrairement à la vision monétariste, le principe de rationalité suppose que l’ajustement des anticipations inflationnistes des agents est immédiat de sorte que la relation d’arbitrage inflation-chômage n’existe ni à long terme ni à court terme11. Par conséquent, dans la nouvelle expression de la courbe de Phillips, l’inflation backward-looking est remplacée par des anticipations forward-looking, soit :
11Selon Lucas (1972), l’arbitrage supposé à court terme était dû au fait que l’information dont les producteurs disposaient, était incomplète. Ce qui rendait difficile la distinction entre une hausse du prix de leur produit due à une hausse du niveau général des prix ou à une augmentation de la demande relative pour leur produit.
1.2 Une revue de la littérature sur les déterminants de l’inflation 52
πt=Eπt+1|It(z)−α(ut−un) [1.19]
La révolution des anticipations rationnelles repose fondamentalement sur ce qu’on appelle communément la "critique de Lucas". Pour Lucas, il était impossible de prendre la formation des anticipations comme une donnée pour étudier les consé-quences d’un changement de politique monétaire. Pour lui, l’hypothèse sur la courbe de Phillips [1.16] qui signifie que les individus anticipaient pour le futur la même inflation que dans le passé et qu’un changement de politique économique ne modifiait pas le mode de formation des anticipations, était sans fondement. Il a par conséquent, soutenu l’idée que "si les individus savent que la Banque Cen-trale s’engage à baisser l’inflation, alors ils doivent bien anticiper une inflation plus faible à l’avenir. Et s’ils révisent à la baissent leurs anticipations inflationnistes, alors l’inflation baissera réellement, sans créer une récession". Son argument peut être illustré à partir de l’équation [1.15] :
πt−πe
t =−α(ut−un)
Si, malgré le changement de politique économique, les individus ont continué de fixer leurs anticipations d’inflation sur l’inflation passée (c’est-à-dire πte = πt−1, alors le seul moyen pour baisser l’inflation était d’accepter une hausse temporaire du chômage. Pour l’équation [1.16] :
πt−πt−1 =−α(ut−un)⇒πt≺πt−1 ⇔utun
Par contre, si les individus étaient convaincus que l’inflation allait baisser alors, ils réviseraient à la baisse leurs anticipations. Cela réduirait l’inflation courante, sans un changement du taux de chômage. Par exemple, si les individus anticipaient que l’inflation allait baisser de 14% à 4%, alors l’inflation passerait effectivement de 14% à 4%, même si le taux de chômage restait à son niveau naturel, soit :
πt =πte−α(ut−un)
⇔4% = 4% + 0%
Cette introduction de l’hypothèse de rationalité des individus a, à son tour, boule-versé l’arbitrage inflation-chômage de la courbe de Phillips. Ainsi, depuis le début des années 1980, de nouvelles analyses de la courbe de Phillips et de la dynamique de l’inflation ont été développées par des auteurs d’inspiration keynésienne.
1.2.1.6 La nouvelle courbe de Phillips keynésienne
Les analyses de la courbe de Phillips des nouveaux keynésiens ont appréhendé la dynamique du taux d’inflation qui s’est articulée autour de comportements optimi-sateurs des agents économiques. Les analyses standards sont basées sur les modèles sous dépendance temporelle à la Calvo (1983) dans un contexte de concurrence mo-nopolistique qui donne aux entreprises le pouvoir de fixer les prix, de rationalités dans le processus de formation des anticipations inflationnistes et de rigidités des prix entraînant une incapacité des entreprises à ajuster les prix aux prix désirés à toutes les dates. Ce cadre s’articule autour d’une inflation obtenue à travers un modèle théorique de fixation optimale des prix par les entreprises, dans un contexte intertemporel12(Le Bihan, 2009).
Dans le modèle de Calvo, l’économie est composée d’entreprises qui conservent leurs prix fixes jusqu’à ce qu’elles reçoivent un signal aléatoire pour pouvoir ajus-ter leurs prix. Pour une entreprise représentative, cela implique que la manière d’ajuster ses prix va dépendre du fait qu’elle devra attendre un nombre aléatoire de période avant d’en avoir une nouvelle fois l’opportunité (Gbaguidi, 2012). Selon
12Le taux d’inflation sera décrit comme structurel car ses coefficients sont des fonctions des paramètres structurels du système économique.
1.2 Une revue de la littérature sur les déterminants de l’inflation 54
le modèle de Calvo, au cours de chaque période, chaque entreprise a une probabi-litéθ de pouvoir changer son prix et garde son prix rigide avec la probabilité1−θ. Le problème de maximisation du profit des entreprises qui modifient leurs prix se traduit par un prix optimal qui s’écrit :
zt =θP∞
j=0(1−θ)jEt[pt+j+γ(yt+j −y∗) +t+j] [1.20] avec γ une constante positive.
L’équation [1.20] peut être réécrite de la manière suivante :
zt=θ[pt+γ(yt−y∗) +t] + (1−θ)Etzt+1 [1.21]
D’autre part, le niveau général des prix à la date t est une moyenne pondérée des prix qui varient et de ceux qui restent fixent, soit :
pt=θzt+ (1−θ)pt−1 [1.22] En réécrivant l’équation [1.21], nous obtenons :
(1−θ)Etzt+1−zt=−θ[pt+γ(yt−y∗) +t]
On utilise l’équation [1.22] pour calculer (1−θ)Etpt+1−pt
(1−θ)Etpt+1−pt=θ[(1−θ)Etzt+1−zt] + (1−θ)[(1−θ)pt−pt−1]
Ainsi :
(1−θ)Etpt+1−pt=−θ2[pt+γ(yt−y∗) +t] + (1−θ)[(1−θ)pt−pt−1]
Après réarrangement, nous obtenons :
pt−pt−1 =Etpt+1−pt+ (1θ−2θ)[γ(yt−y∗) +t]
∆pt=Et∆pt+1+(1θ−2θ)[γ(yt−y∗) +t]
Ainsi, nous pouvons écrire la courbe de Phillips des nouveaux keynésiens pour laquelle l’inflation dépend l’inflation anticipée, d’une variable mesurant l’activité économique réelle (écart de production)13 et d’un choc d’offre :
⇒πt =ψEtπt+1+ω(yt−y∗) +µt [1.23]
Cette relation se modifie en fonction des auteurs pour la rendre hybride par la prise en compte de la persistance de l’inflation (Galí et Gertler, 1999 ; Galí, Gertler et López-Salido, 2005), soit :
⇒πt =ψEtπt+1+ζπt−1+ω(yt−y∗) +µt [1.24]