2 le concePt De courBe De PHilliPs
4.1 staBilitÉ De la courBe De PHilliPs
Certaines estimations de la courbe de Phillips indiquent que, dans l’ensemble de la zone euro, l’incidence de la sous-utilisation des capacités sur l’inflation s’est atténuée au cours de la période qui a suivi le début de la crise financière 17. Toutefois, un renforcement de la relation a été observé pour certains pays sur la même période 18. Cette section analyse les modifications de la relation en
17 Cf., par exemple, l’article intitulé L’évolution des prix et des coûts lors de la récession de 2008-2009 du Bulletin mensuel d’avril 2012 et l’article intitulé PIB potentiel, sous-utilisation des capacités et lien avec les évolutions nominales depuis le début de la crise du Bulletin mensuel de novembre 2013.
18 Cf., par exemple, l’article intitulé Variation in the cyclical sensitivity of Spanish inflation: an initial approximation, Economic Bulletin, Banco de España, juillet-août 2013, ou Economic Bulletin, Banca d’Italia, janvier 2014. Pour une analyse de l’évolution de courbe de Phillips sur plus longue période, cf., par exemple, FMI, op. cit., ou l’article intitulé Ce que l’évolution de l’inflation nous apprend sur la courbe de Phillips : implications pour la politique monétaire, Revue économique, Banque nationale de Belgique, décembre 2013.
examinant l’incidence de la sous-utilisation des capacités de l’économie estimée pour la sous-période antérieure à la crise (1999-2007) et pour l’ensemble de la période (1999-2013), et fournit des explications possibles de ces évolutions 19.
Le graphique 4 représente la variation de l’incidence à un an sur l’IPCH hors énergie et produits alimentaires de la zone euro pour les mesures de la sous-utilisation considérées précédemment.
L’incidence à un an rend compte des changements potentiels du coefficient de pente estimé et de la persistance de l’inflation. Pour la plupart des mesures considérées, les modifications sont mineures, à l’exception notable du taux de chômage et du taux de chômage de courte durée, pour lesquels l’incidence estimée à un an a fortement diminué 20. Pour donner un aperçu de la situation des différents pays, le graphique 5 indique le nombre de ceux pour lesquels l’incidence à un an a augmenté, est restée inchangée ou a diminué. Là encore, on observe des différences sensibles d’un pays à l’autre.
Pour certains d’entre eux, le résultat est à l’opposé de celui de la zone euro dans son ensemble, la Graphique 4 sensibilité de l’iPcH hors énergie et
produits alimentaires de la zone euro à la sous‑utilisation des capacités productives dans l’économie
Graphique 5 variations de la sensibilité de l’iPcH hors énergie et produits alimentaires à la sous‑utilisation des capacités dans les pays de la zone euro
(nombre de pays)
des capacités productives 7 Insuffisance de la demande 8 Pénurie de main-d’œuvre
des capacités productives 7 Insuffisance de la demande 8 Pénurie de main-d’œuvre
Sources : Eurostat, Commission européenne et calculs de la BCE.
Notes : Représente γ(1+β+β2+β3) sur la base d’une régression πt=α+βπt-1+γgapt-1+εt, estimée sur la période 1999-2007 et sur la totalité de la période. Pour la définition des variables, cf. les notes du graphique 2.
Sources : Eurostat, Commission européenne et calculs de la BCE.
Notes : Sur la base de données trimestrielles relatives à la période 1999-2013. Représente le nombre de pays pour lesquels γ(1+β+β2+β3) résultant d’une régression πt=α+βπt-1+γgapt-1+εt a augmenté, est restée inchangée ou a diminué. L’incidence est considérée comme étant restée inchangée si sa variation n’est pas supérieure à deux fois l’erreur-type estimée sur la totalité de la période.
Pour la définition des variables, cf. les notes du graphique 2.
19 La période débutant en 2008 est relativement courte et présente essentiellement des écarts de production négatifs. En conséquence, les modifications sont étudiées plus indirectement par une extension plutôt que par un fractionnement des périodes observées, en reconnaissant que des évolutions relativement importantes sur la période 2008-2013 pourraient être nécessaires pour signaler des modifications sur la période étendue.
20 La variation de l’incidence estimée est supérieure au double de l’erreur-type estimée sur l’ensemble de la période. L’article de 2014 de la Deutsche Bundesbank (op. cit.) compare les pentes des courbes de Phillips avec l’écart de production estimé sur les périodes 1996-2009 et 1996-2013 et, de façon analogue, ne relève aucun élément attestant de modifications importantes pour la zone euro.
affecté par les effets de hausses de la fiscalité indirecte, qui ont apporté une contribution positive non négligeable à l’inflation dans plusieurs pays ces dernières années. Ces hausses ayant été en partie répercutées sur les prix à la consommation, l’inflation a été plus forte qu’attendu au vu de la relation établie par la courbe de Phillips et de l’ampleur de la sous-utilisation des capacités sur cette période, entraînant un « aplatissement » évident de la courbe 21.
Point important, les résultats seraient parfois sensibles au choix de la spécification de la courbe de Phillips 22. Par exemple, dans certains pays, le sens de la modification de l’incidence à un an dépend de la mesure particulière de la sous-utilisation des capacités qui est utilisée. Dès lors, il convient d’examiner un grand nombre de spécifications pour tirer des conclusions relatives à l’évolution de la courbe de Phillips et à ses conséquences pour l’inflation future.
4.2 PrÉvisions conDitionnelles rePosant sur la courBe De PHilliPs aPrÈs la crise FinanciÈre Plusieurs études ont indiqué que les performances de la courbe de Phillips en matière de prévision sont au mieux contrastées. Ces travaux ont montré que la courbe ne donne qu’occasionnellement de meilleurs résultats que les modèles univariés plus simples et que ses spécifications les plus efficaces peuvent varier au fil du temps. Néanmoins, il a également été avancé qu’en période de ralentissement économique, la corrélation entre l’inflation et la sous-utilisation des capacités, ainsi que la performance prédictive relative d’un modèle reposant sur la courbe de Phillips, peuvent effectivement augmenter 23. Afin de mesurer la pertinence de la relation de la courbe de Phillips dans l’explication des évolutions de l’inflation durant les crises récentes, un certain nombre de prévisions conditionnelles sont établies, qui s’appuient sur les dernières données disponibles de mesure de la sous-utilisation des capacités sur la période concernée.
Le graphique 6 présente une synthèse sur la période 2008-2013 de la qualité prédictive des prévisions à un an de l’IPCH hors énergie et produits alimentaires reposant sur les différentes mesures de la sous-utilisation étudiées dans les précédentes sections. Les coefficients sont estimés de manière récursive. L’exactitude des prévisions est mesurée par l’erreur-type (racine de l’erreur quadratique moyenne – RMSE) pour les taux d’inflation annuels. Pour mieux évaluer la qualité des résultats du modèle, on utilise l’erreur-type relative. Plus précisément, le graphique 6 présente le ratio de
21 Cf., par exemple, l’encadré intitulé L’incidence des modifications récentes de la fiscalité indirecte sur l’IPCH du Bulletin mensuel de mars 2012.
Les modifications de la fiscalité indirecte correspondent globalement à des chocs d’offres, qui, pour des raisons de simplicité, sont exclus de l’analyse présentée dans cet article.
22 Par exemple, S. Oinonen, M. Paloviita et L. Vilmi (How have inflation dynamics changed over time? Evidence from the euro area and USA, Research Discussion Papers n° 6, Banque de Finlande, 2013) montrent que l’incidence de l’écart de production sur l’inflation s’est accrue ces dernières années. Toutefois, cette analyse s’appuie principalement sur des estimations de l’écart de production reposant sur un filtre de Hodrick–Prescot, ce qui paraît peu plausible sur la période récente, l’écart devenant positif.
23 Cf., par exemple, A. Atkeson et L. E. Ohanian, Are Phillips Curves Useful for Forecasting Inflation?, Quarterly Review, Banque fédérale de réserve de Minneapolis, 2001, ou J. H. Stock et M. W. Watson, Phillips Curve Inflation Forecasts, in J. Fuhrer, Y. Kodrzycki, J. Little et G. Olivei, Understanding Inflation and the Implications for Monetary Policy, Cambridge: MIT Press, 2009, J. H. Stock et M. W. Watson, Modeling Inflation After the Crisis, conférence de Jackson Hole organisée par la Banque fédérale de réserve de Kansas City, Wyoming, 2010, http://www.kc.frb.org/publicat/sympos/2010/stock-watson.pdf, J. Faust et J. Wright, Inflation Forecasting, in G. Elliott et A. Timmermann (eds.), Handbook of Economic Forecasting, vol. 2, Amsterdam: North Holland, 2013.
l’erreur-type de la courbe de Phillips rapportée à l’erreur-type d’un modèle autorégressif univarié d’ordre un (AR(1)) 24. Un ratio inférieur à un indique que la prévision de la courbe de Phillips a été, en moyenne, plus exacte que celle d’un modèle univarié AR(1). Deux prévisions sont réalisées pour la zone euro : la première (indiquée par un signe négatif rouge) s’appuie sur les données agrégées au niveau de la zone, et la deuxième (indiquée par un carré bleu) sur l’agrégation de prévisions reposant sur des données au niveau de chaque pays. Les rectangles représentent l’étendue de l’erreur-type relative pour les pays.
La dernière colonne retrace la qualité de la prévision obtenue à partir de la moyenne des mesures de la sous-utilisation des capacités.
Sur la période observée, les prévisions conditionnelles de la courbe de Phillips pour la zone euro sont plus exactes que celles du modèle univarié plus simple pour la plupart des mesures de la sous-utilisation considérées. Toutefois, ce résultat n’est pas robuste au niveau des pays. Pour chaque mesure de la sous-utilisation, il existe des pays pour lesquels la prévision de la courbe de Phillips correspondante est plus inexacte que celle du modèle univarié. Conformément aux conclusions classiques de la littérature concernant la prévision, la moyenne des prévisions des différentes mesures de la sous-utilisation apporte une plus grande robustesse aux performances
prédictives de la courbe de Phillips. Par exemple, le maximum et le quartile supérieur de l’erreur-type relative de la moyenne des mesures de la sous-utilisation sont inférieurs aux valeurs de chacune des mesures individuelles. Pour la zone euro, l’exactitude des prévisions indirectes (obtenues par agrégation des prévisions par pays) est comparable à celle des prévisions tirées des données agrégées, les prévisions indirectes n’apportant une amélioration sensible que dans le cas où le taux de chômage est pris comme mesure de la sous-utilisation.
Cette analyse appelle de sérieuses réserves, dans la mesure où elle s’appuie sur les estimations les plus récentes des écarts de production et de chômage, qui sont sujettes à une grande incertitude, notamment pour les trimestres les plus récents, et peuvent faire l’objet de révisions importantes.
En particulier, le pouvoir explicatif des variables mesurant les écarts comparé à celui des autres mesures de la sous-utilisation pourrait être surestimé, le calcul de ces variables étant souvent conditionné par une relation établie par la courbe de Phillips 25.
Graphique 6 qualité prédictive des prévisions conditionnelles à un an dérivées d’une courbe de Phillips pour l’iPcH hors énergie et produits alimentaires sur la période 2008‑2013
(RSME relative) 7 Insuffisance de la demande 8 Pénurie de main-d’œuvre 9 Coûts unitaires
Sources : Eurostat, Commission européenne et calculs de la BCE.
Notes : L’étendue de l’erreur-type (racine de l’erreur quadratique moyenne-RSME) pour l’IPCH hors énergie et produits alimentaires résulte du modèle πt=α+βπt-1+γgapt-1+εt pour les différents pays.
Le modèle est estimé de manière récursive, à partir de 1999 et la RSME est évaluée sur la période 2008-2013 pour l’IPCH hors énergie et produits alimentaires. La RSME est rapportée à la RSME résultant d’un processus autorégressif d’ordre 1 (correspondant à la régression précédente avec γ=0). Pour la zone euro, les prévisions sont effectuées soit directement, en appliquant le modèle aux données agrégées (signe négatif rouge) soit indirectement par agrégation des prévisions par pays (carré bleu). Pour la définition des variables, cf. les notes du graphique 2.
24 Cela correspond à la régression de la courbe de Phillips décrite à la note de bas de page 7 avec une contrainte de zéro pour le coefficient de mesure de la sous-utilisation des capacités. Ainsi, l’erreur-type relative peut être considérée comme indiquant la « valeur ajoutée » de l’intégration d’une mesure de la sous-utilisation des capacités dans l’équation.
25 Comme pour les résultats précédents, la qualité estimée de la prévision pourrait également dépendre du choix des paramètres. Toutefois, les autres paramétrages intégrant le taux de change comme variable explicative supplémentaire ou la sélection d’un retard selon le critère AIC n’ont pas systématiquement abouti à des prévisions plus exactes.
légèrement sur l’horizon de projection. Plusieurs facteurs peuvent expliquer la hausse de inflation, en dépit de l’importance de la sous-utilisation des capacités, notamment des anticipations d’inflation solidement ancrées, des rigidités nominales à la baisse, des goulets d’étranglement régionaux ou sectoriels et la vitesse des évolutions de l’économie (les effets d’inertie dynamique, cf. encadré).
encadré
ÉlÉments attestant D’eFFets D’inerties DYnamiques (eFFets De sPeeD limit) sur l’inFlation Dans la Zone euro
La relation entre inflation et sous-utilisation des capacités productives dans l’économie est habituellement examinée à partir d’un modèle de courbe de Phillips linéaire simple (comme décrit dans la section 2), où les tensions inflationnistes sont liées au niveau de l’écart de PIB ou de l’écart de chômage. Toutefois, les évolutions de l’économie et des écarts peuvent également jouer un rôle. Cet encadré évalue s’il existe des éléments attestant de la présence de tels effets d’inerties dynamiques dans la zone euro, par le biais desquels une variation importante des écarts de PIB ou de chômage est susceptible d’entraîner des tensions inflationnistes, même si le niveau de sous-emploi des capacités productives demeure élevé.
Il existe plusieurs canaux au travers desquels les effets d’inerties dynamiques peuvent se manifester.
Par exemple, les frictions affectant le redéploiement des facteurs de production, à savoir le capital et le travail, pourraient conduire l’économie à faire face à des goulets d’étranglement et entraîner des tensions à la hausse sur l’inflation et ce, même en présence d’une sous-utilisation des capacités productives. Les entreprises ont généralement besoin de temps pour adapter leur capacité de production (c’est-à-dire organiser et mettre en place) afin de répondre à l’évolution de la demande. En outre, les travailleurs licenciés ne peuvent pas être réemployés et être productifs immédiatement, mais ont souvent besoin de stages et de formations. Les entreprises subissent donc des coûts d’ajustement de la production venant s’ajouter aux coûts de production et pouvant se traduire par des goulets d’étranglement temporaires au niveau de l’offre si la demande s’accroît plus rapidement que les capacités de production ne sont mises en place. Les modifications de la composition de la demande peuvent également exercer des tensions sur les prix dans certains secteurs, tandis que des sous-capacités importantes persistent dans d’autres secteurs 1. Dans la zone euro, les frictions liées à la forte hétérogénéité entre les pays et une mobilité des facteurs limitée pourraient créer des goulets d’étranglement dans certains pays et tirer l’inflation à la hausse, bien qu’un degré élevé de sous-utilisation des capacités persiste dans la zone euro dans son ensemble. Les éléments empiriques dont on dispose s’agissant des effets d’inerties dynamiques sont assez contradictoires 2.
1 Pour de plus amples détails, cf. A. Dwyer, K. Lam, et A. Gurney, Inflation and the Output Gap in the UK du Economic Working Paper, n° 6, Trésor, 2010.
2 Par exemple, D. Turner, Speed Limit and Asymmetric Inflation Effects from the Output Gap in the Major Seven Economies, Economic Studies, n° 24, OCDE, 1995, présente des éléments attestant de la présence d’effets d’inerties dynamiques dans trois des sept principales économies de l’OCDE (Allemagne, Italie et Japon) sur la période 1960-1993.
Dans ce contexte, la présente section décrit les évolutions de l’inflation dans la zone euro durant les périodes caractérisées par la persistance d’un degré élevé de sous-utilisation des capacités de l’économie et compare les plus récents épisodes de cette nature aux expériences passées. Conformément aux études précédentes, une période de persistance d’écarts de production importants se définit par un épisode d’écarts de production négatifs dépassant – 1,5 % pendant au moins huit trimestres consécutifs 26. Sur la période échantillon la plus longue, du premier trimestre 1970 au quatrième trimestre 2011, on recense 27 épisodes de cette nature dans la zone euro (cf. tableau).
Tous les pays de la zone euro, à l’exception de l’Autriche, de Chypre, de l’Italie et de Malte, ont connu au moins un épisode d’écarts de production importants et persistants, et certains pays, comme l’Espagne, la Grèce, l’Irlande, le Luxembourg et la Finlande, ont traversé trois périodes de cette nature. Sur la période échantillon, un épisode d’écarts de production négatifs importants et persistants dure en moyenne près de trois ans (11,9 trimestres), avec un écart de production moyen de – 3,7 %.
La période qui a débuté avec la crise financière mondiale de 2008 compte un tiers (neuf) du nombre Au stade actuel, l’existence de tels effets pourrait constituer un facteur explicatif de l’accélération à venir de l’inflation dans la zone euro, même si la sous-utilisation des capacités productives devrait rester importante 3. Comme le montre le tableau, les estimations établies sur la base d’une courbe de Phillips générale, comprenant un retard d’un trimestre tant pour la sous-capacité productive que pour la variation de celle-ci, vont dans le sens de l’existence d’effets d’inerties dynamiques dans la zone euro (quelle que soit la mesure de la sous-capacité retenue). De fait, les résultats suggèrent l’existence d’effets positifs significatifs d’un point de vue statistique exercés sur l’inflation à la fois par le niveau et la variation des sous-capacités productives dans la zone euro.
3 D’autres facteurs, tels que le rôle des anticipations d’inflation et de la sous-utilisation des capacités productives au niveau mondial, peuvent également tirer l’inflation à la hausse, même si la sous-utilisation des capacités productives demeure importante. Pour une analyse de l’importance des anticipations d’inflation dans le processus inflationniste, cf., par exemple, M. Forsells et G. Kenny, Further evidence on the properties of consumers’ inflation expectations in the euro area et M. Paloviita et M. Vrén, The role of expectations in the inflation process in the euro area, dans P. Sinclair, (ed.), Inflation Expectations, Routledge, 2010. Pour plus de détails sur le rôle de sous-utilisation des capacités productive au niveau mondial, cf., par exemple, C. Borio, et A. Filardo, Globalisation and inflation: New cross-country evidence on the global determinants of domestic inflation, Working Paper Series, n° 227, BRI, 2007.
courbe de Phillips estimée pour la zone euro sur la base du niveau et des variations de la sous‑utilisation des capacités productives
sous-utilisation des capacités
productives = écart de PIB sous-utilisation des capacités productives = écart de chômage
(1) (2) (3) (3)
inflation 0,88*** 0,90*** 0,90*** 0,92***
sous-utilisation t-1 (niveau) 0,06*** 0,06*** 0,09** 0,06**
sous-utilisation t-1 (variation) 0,11** 0,37***
R-carré ajusté 0,884 0,887 0,876 0,883
pays = 18 observations = 1 075
Sources : Eurostat, Commission européenne et calculs BCE.
Notes : ***, ** et * dénotent une pertinence statistique aux niveaux 1 %, 5 % et 10 %, respectivement. Le tableau présente les estimations de panel pour 18 pays de la zone euro sur la base d’un modèle à effets fixes. La période d’échantillonnage va du quatrième trimestre 1999 au quatrième trimestre 2013. Une courbe de Phillips générale est estimée en utilisant le taux de croissance de l’IPCH hors produits alimentaires et énergie comme variable dépendante et les régresseurs incluent une valeur retardée de la variable dépendante, un trimestre de retard pour la sous-utilisation des capacités productives, ainsi qu’une variation retardée sur un trimestre de la sous-utilisation, afin de rendre compte du niveau et de l’effet d’inerties dynamiques sur l’inflation. Les colonnes (1) et (2) présentent les coefficients estimés utilisant l’écart de PIB comme mesure de la sous-utilisation, tandis que l’écart de chômage est utilisé dans les colonnes (3) et (4). Les estimations de la Commission européenne (obtenues par interpolation afin d’avoir des données trimestrielles) des écarts de PIB et de chômage sont utilisées dans les estimations.
26 Cf. A. Meier, Still Minding the Gap – Inflation Dynamics during Episodes of Persistent Large Output Gaps, document de travail du FMI n° 189, 2010.
total d’épisodes observés. La majorité des États membres de la zone euro (dix pays) ont connu un
total d’épisodes observés. La majorité des États membres de la zone euro (dix pays) ont connu un