- UNIVERSITE de BORDEAUX - Macroéconomie. DOSSIER N 3 Séances 5 et 6. (Semaines du 1 er et du 8 mars 2021)

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- UNIVERSITE de BORDEAUX -

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S

E

G

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année Macroéconomie

D

°3 Séances 5 et 6

(Semaines du 1

et du 8 mars 2021) Variations autour de la loi d’Okun

et de la courbe de Phillips

I- Documents joints

« La courbe de Phillips existe-t-elle encore ? »,

Banque de France (extraits)

II - Travail à effectuer

I- Exercice [Examen juin 2019]

On rappelle que la loi d’Okun peut s’exprimer à travers la relation formalisée suivante :





t y y

u b g g

   

(1) avec :

- u

la variation du taux de chômage sur la période considérée (donnée en points de pourcentages)

-

: le taux de croissance du PIB sur la période considérée (taux annualisé donné en

%) -

yt

g

: taux de croissance potentielle (taux annualisé donné en %) et b paramètre de la loi d’Okun

1- De quel phénomène à court terme cherche-t-on à rendre compte à travers la loi ? Quel est le signe de b ?

2- On cherche à estimer la loi d’Okun pour l’économie américaine en utilisant des

données sur les variations annuelles du taux de chômage et sur les taux de croissance

2

annuels enregistrés par l’économie américaine sur la période (1948 1

trimestre – 2011 4

trimestre). Ces données sont représentées à travers le graphique suivant

:

L’évaluation de la relation d’Okun sur données américaines est donnée par l’estimation des paramètres a et b de l’équation suivante :

t yt

u a b g

   

(2)

2.1- A partir de l’équation (1), montrer que les valeurs estimées pour a et b dans (2) permettent d’obtenir une évaluation de

yt

g

égale à

 

 

 

.

2.2- On obtient les valeurs estimées suivantes :

1,1;

0,32 . En déduire l’évaluation du taux de croissance potentielle implicitement prise en compte dans la relation d’Okun sur la période considérée ?

3- En 2009 le taux de croissance de l’économie américaine s’établit à -0,5%. On observe une augmentation du taux de chômage sur la même année de 3 points de pourcentage.

Ces valeurs sont-elles compatibles avec la loi d’Okun identifiée précédemment ?

4- Compte tenu de la crise financière en 2008, les économistes américains ont révisé à la baisse leurs projections du PIB potentiel et envisagent deux scénarios concernant le taux de croissance potentielle sur les années à venir.

1Une valeur de 0,2 en abscisse indique le taux de croissance annuel (calculé entre le 4^ème trimestre de l’année t et le 4^ème trimestre de l’année t-1) est de 0,2%. En ordonnée, une valeur de 2 indique que la variation (absolue) du taux de chômage a été de 2% (soit 2 points de pourcentage).

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• Sous le scénario 1, les économistes prédisent, après une chute du PIB potentiel en 2008, un rattrapage rapide du potentiel de production et un taux de croissance potentielle (annuel) de 5,5% sur 2009 et au-delà.

• Sous le scénario 2, les économistes envisagent une croissance potentielle durablement atténuée et l’estiment à un rythme annuel de 2%.

Quel scénario est le plus en phase avec les données de la relation d’Okun pour 2009 ? Est-ce crédible ?

5- Sur la base des résultats de la question 3 et vous en appuyant sur une relation de Phillips traditionnelle, quelle devrait avoir été l’évolution de l’inflation sur l’année 2009 ?

II- Exercice

On suppose que dans une économie donnée la relation de Phillips prend la forme suivante à toute période (année) t :

2 0,1

a

t t ut

 

avec 

le taux d’inflation sur la période (année) t, u

le taux de chômage sur la période (année) t et

le taux d’inflation anticipé (à la fin de la période (t-1)) pour la période (année) t.

On suppose que le taux d’inflation anticipé

est calculé pour chaque période t selon le schéma suivant :

 1 

a

t t



   

avec  un paramètre fixé dans [0 ; 1] et 

une valeur fixée constante positive ou nulle.

1- Commenter ces équations et les déterminants de la relation de Phillips qu’elles capturent.

2- On suppose initialement que

l’année (t-1) s’est positionné à son niveau d’équilibre de moyen terme (ou structurel).

- Au cours de l’année t, les autorités décident d’amener le taux de chômage à un niveau de 3% et de l’y maintenir au cours des années suivantes

2a- Quelle action sur la demande en biens et services cela suppose-t-il de leur part ?

2b- Déterminer le niveau du taux d’inflation qui résulte de cette configuration sur les

périodes t+1 à t+5 ; Comparer les valeurs prises à 

.

4

3- On suppose qu’à la période t+6,

gouvernement est déterminé à maintenir le taux de chômage à 3%

3a- Qu’est ce qui peut expliquer le passage de  de 0 à 1 ? 3b- Que devient le taux d’inflation pour les périodes t+6 à t+8 ?

4- Plus généralement, et vous basant sur ces résultats, qu’advient-il de l’inflation lorsque

 = 1 et que le taux de chômage se situe en dessous de son niveau de moyen terme ? et

lorsque le taux de chômage se situe à son niveau de moyen terme (ou structurel) ?

III – Exercice [Examen mai 2019]

On donne les chiffres suivants pour le taux de chômage et le taux d’inflation de l’économie américaine sur la période 1971-1974

1971 1972 1973 1974

Taux de chômage 6% 5% 5% 7%

Taux d’inflation 3,8% 4% 6% 7.6%

1- Montrer que les chiffres sur 1971 – 1972 sont cohérents avec l’existence d’une relation de Phillips traditionnelle, que l’on supposera linéaire, entre le niveau du taux de chômage et le niveau de l’inflation

Quelle est la pente de cette relation dans le plan (u, ) (on note par u le taux de chômage et par  le taux d’inflation)

2- On estime que, sur cette même période, le taux de chômage d’équilibre de moyen terme aux Etats-Unis a été de 5%. En déduire le niveau des anticipations d’inflation qui paraît prévaloir dans l’économie américaine au début de la décennie 1970.

3- Quel impact a le choc pétrolier de 1973 sur la relation de Phillips ?

4- Comment expliquer l’évolution de l’inflation entre 1973 et 1974 si on veut la

réconcilier avec l’existence d’une courbe de Phillips ?

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IV- Etude de document [Discussion]

Sur la base de la lecture du document joint [La courbe de Phillips existe-t-elle encore ?], répondre aux questions suivantes

1- Quelle spécification est a priori retenue par les auteurs de l’étude pour mettre en évidence une courbe de Phillips pour le panel des pays du G7 ?

2- Qu’observent-ils quant à la stabilité de cette relation évaluée entre le milieu des années 1980 et la fin de la décennie 2010 ? [graphiques G1 et G2]

3- Quelle spécification est retenue par les auteurs pour apprécier l’existence d’une courbe de Phillips propre à la zone euro ? Sur quelle base l’écart de production peut-il

« remplacer » le taux de chômage comme variable explicative de la dynamique des prix sur le court-moyen terme ?

4- Cette spécification parvient-elle à capturer la dynamique de l’inflation entre 2014 et

2017 ? En quoi la politique monétaire peut-elle être concernée à cet égard ?

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N° 56 ^■ Février 2018

www.banque-france.fr

R ^{ue de la} B ^anque

La courbe de Phillips existe-t-elle encore ?

Les estimations réalisées à la Banque de France montrent que la pente de la courbe de Phillips dans la zone euro est restée faible mais stable et significativement différente de zéro depuis la crise. Dans les pays du G7, le coefficient de l’inflation passée est devenu peu significatif depuis les années 1980, ce qui suggère une mutation vers une courbe dite

« non‑accélérationniste ». Les conditions de demande mondiale sont captées par les prix importés, dont le prix du pétrole. La persistance d’un écart de production négatif et la chute du prix du pétrole expliquent largement la faiblesse de l’inflation en zone euro depuis 2014. Toutefois, d’autres facteurs comme la faiblesse de la dynamique des salaires voire un risque de désancrage des anticipations d’inflation ont pu jouer, ce dernier risque ayant motivé une réponse forte de politique monétaire.

Cette lettre présente le résultat de travaux de recherche menés à la Banque de France.

Les idées exposées dans ce document reflètent l’opinion personnelle de leurs auteurs et n’expriment pas nécessairement la position de la Banque de France. Les éventuelles erreurs ou omissions sont de la responsabilité des auteurs.

Clémence BERSON, Louis DE CHARSONVILLE Pavel DIEV, Violaine FAUBERT

Laurent FERRARA, Sophie GUILLOUX-NEFUSSI Yannick KALANTZIS, Antoine LALLIARD Julien MATHERON, Matteo MOGLIANI Direction générale des Études et des Relations internationales

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Aujourd’hui, beaucoup s’interrogent sur la disparition de la  CP  (The  Economist,  2017 ; Brainard, 2017 ; Trésor‑Éco, 2017).

Ce Rue de la Banque propose de contribuer au débat en présentant des estimations récentes réalisées à la Banque de France. Il convient de rappeler au préalable la diversité des spécifications possibles de la CP (pour une revue, voir Le Bihan, 2009). Partant d’une relation entre la croissance des salaires et le taux de chômage (Phillips, 1958), la CP s’est rapidement sophistiquée en incorporant dès les années 1960 les anticipations d’inflation, puis dans les années 1980 en remplaçant les salaires par les prix comme variable expliquée (de nombreux travaux substituant aussi l’écart de production au chômage comme variable explicative). Enfin, dans sa version la plus récente, la courbe de Phillips des nouveaux keynésiens (New Keynesian Phillips Curve – NKPC) est une relation entre l’inflation, l’inflation anticipée et l’écart de production.

Estimations récentes de la courbe de Phillips à la Banque de France

Afin de mettre en évidence l’évolution de cette relation au niveau mondial, nous estimons dans un premier temps une CP pour le panel des pays du G7 depuis le milieu des années 1980 jusqu’à 2016. Cette régression sur des données trimestrielles en panel cherche à expliquer l’inflation par (i) l’écart du taux de chômage à son niveau structurel et (ii) les anticipations d’inflation mesurées par une moyenne mobile sur les 4 derniers trimestres.

Le modèle est estimé sur une fenêtre glissante de 60 trimestres.

Nous observons que la pente de la courbe de Phillips a significativement baissé depuis les années 1980 jusqu’au milieu des années 1990 (cf. graphique 1), mais elle est restée relativement stable depuis, autour de 0,5 en valeur absolue.

S’agissant du coefficient de l’inflation passée, on note qu’il est resté inférieur à mais proche de 1 jusqu’au milieu

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des années 1990, puis a commencé à baisser jusqu’à n’être plus statistiquement différent de zéro sur la période récente (cf. graphique 2). Ainsi, nous sommes passés d’une courbe de Phillips dite « accélérationniste », où le taux de chômage influence les variations de l’inflation, à une courbe dite « non-accélérationniste », où il influence le niveau de l’inflation. Ce changement reflète principalement une modification dans la formation des anticipations par les agents. Deux facteurs explicatifs potentiels sont mis en avant, notamment par Blanchard (2018), qui obtient empiriquement un résultat similaire sur les données américaines. D’une part, une meilleure crédibilité de la politique monétaire, notamment via l’adoption du ciblage d’inflation, a pu rendre le processus de formation des anticipations d’inflation davantage prospectif que rétrospectif. D’autre part, l’inflation étant faible et stable, elle n’est peut-être plus prise en compte dans le processus de fixation des prix et des salaires.

Distinguer l’importance relative de ces deux facteurs n’est pas évident, et peut dépendre du type d’agents considérés (ménages ou entreprises).

Pour la zone euro, nous avons testé un certain nombre de spécifications utilisant diverses variables de sous- emploi (chômage et différentes mesures d’écart de production) et de prix importés (prix d’importation, prix du Brent etc.) Si les résultats sont largement comparables entre eux, notre spécification préférée ¹ est la suivante :

Δlog IPCH_t^SA = const + c₁Δlog IPCH_t-1^SA + c₂OG_(t-1) + c₃Δlog PI_t + c₄ DTVA_t + ε_t

où IPCH_t^SA est l’indice de prix à la consommation harmonisé, corrigé des variations saisonnières, OG est l’écart de production, PI représente les prix relatifs

des importations (prix d’importations hors zone euro, divisés par le déflateur du PIB), et DTVA est une variable indicatrice de changement du taux principal de TVA.

G1 Coefficient estimé de l’écart du taux de chômage dans les pays du G7

1986T1 T1

1990 T1

1994 T1

1998 T1

2002 T1

2006 T1

2010 T1

T1 2016 T1 2014

1988 T1

1992 T1

1996 T1

2000 T1

2004 T1

2008 T1

2012 Coefficient de l’écart du taux de chômage

Intervalle de confiance à 95 % - 4,0

- 3,5 - 3,0 - 2,5 - 2,0 - 1,5 - 1,0 - 0,5 0,0 0,5

Source : calculs des auteurs.

G2 Coefficient estimé de l’inflation passée dans les pays du G7

1986T1 T1

1990 T1

1994 T1

1998 T1

2002 T1

2006 T1

2010 T1

T1 2016 T1 2014

1988 T1

1992 T1

1996 T1

2000 T1

2004 T1

2008 T1

2012 Coefficient de l’inflation passée

Intervalle de confiance à 95 % - 1,0

- 0,8 - 0,6 - 0,4 - 0,2 0,0 0,2 0,4 0,6 0,8 1,0 1,2

Source : calculs des auteurs.

1 Voir aussi Rue de la Banque n° 6 et n° 37.

2 Les données pour la zone euro démarrent en 1999 ce qui nous oblige à réduire la taille de la fenêtre glissante afin de couvrir la période de la crise.

T1 Courbes de Phillips pour l’IPCH ^a) total zone euro

(1999‑2017, données trimestrielles)

Variable endogène : π (t) Équation 1 Équation 2

0,26*** 0,32***

0,39*** 0,27**

0,04* 0,07***

0,00 - 0,02

Constante π (t‑1)

Écart de production ZE (t‑1) Écart de production mondial hors ZE (t‑1)

∆ prix d’importation (t)

Indicatrice hausses TVA 0,17**

0,09***

0,22***

R² ajusté 0,23 0,57

a) Indice des prix à la consommation harmonisé.

Note : L’écart de production mondial hors ZE est ici calculé à partir d’un filtre Hodrick‑Prescott. Les résultats sont robustes à l’usage d’autres mesures, issues de fonctions de production. Les signes ***, ** et * indiquent la significativité respectivement aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %.

Source : calculs des auteurs.

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Auer, Borio et Filardo (2017) soulignent l’importance croissante du rôle de l’écart de production mondial et la diminution du rôle de l’écart de production national dans la dynamique des prix domestiques, dans un contexte d’intégration mondiale des chaînes de production.

Toutefois, ces conclusions ne font pas l’objet d’un consensus. Mikolajun et Lodge (2016) concluent notamment que l’écart de production mondial n’a pas d’effet direct sur l’inflation des économies de l’OCDE.

Les auteurs estiment qu’une fois pris en compte le prix des matières premières, il n’est pas nécessaire d’inclure d’autres facteurs mondiaux dans la courbe de Phillips.

Les courbes de Phillips estimées pour la zone euro montrent (cf. tableau) que les conditions de demande mondiale ont certes un effet sur l’inflation domestique, mais que celui-ci passe par les prix importés, au premier rang desquels figure le prix du pétrole.

Pourquoi l’inflation est restée faible

Entre 2014 et 2017, l’inflation en zone euro s’est établie en moyenne à 0,5 %, très en dessous de sa moyenne de long terme. Notre spécification préférée de la CP décrite ci-dessus permet de quantifier le rôle du cycle économique et des prix internationaux dans la baisse récente de l’inflation en zone euro (cf. graphique 4). Cette décomposition montre que la baisse des prix d’importation liée à la baisse du prix du pétrole et l’écart de production négatif ont contribué à la faiblesse de l’inflation sur la période 2014-2016, dans des proportions similaires.

Toutefois, la présence de résidus négatifs à partir de 2014 suggère que d’autres facteurs ont pu jouer un rôle.

Ces résidus négatifs peuvent être en partie expliqués par la faiblesse de la dynamique des salaires depuis la reprise. Plusieurs facteurs peuvent être avancés, parmi lesquels : (i) des effets de composition de la population employée ; (ii) une compensation de la rigidité nominale des salaires à la baisse ; (iii) le vieillissement de la population active.

Durant la période 2008-2011, l’ajustement limité des salaires moyens est expliqué principalement par le fait que les pertes d’emploi ont concerné des salariés peu qualifiés et peu expérimentés dont le salaire est moins élevé (Verdugo, 2016). En période de reprise, le même phénomène de composition de la force de travail devrait jouer en sens inverse : des salariés moins qualifiés et moins expérimentés sont réintégrés dans la masse salariale, faisant baisser le salaire moyen.

La littérature empirique sur l’évolution des salaires montre l’existence en Europe d’une rigidité des salaires de base nominaux à la baisse (voir notamment Marotzke et al., 2017). En période de faible inflation, cela a pu réduire les capacités d’adaptation des entreprises aux chocs négatifs. En période de croissance de l’activité, les entreprises prennent en compte cette rigidité et anticipent la difficulté des baisses de salaire futures.

Elles peuvent ainsi limiter la croissance des salaires lorsque l’activité reprend (Elsby, 2009).

Le vieillissement de la population a également pu limiter la hausse des salaires durant la reprise de l’activité.

De 2009 à 2016, la part dans l’emploi des plus de 50 ans a progressé par rapport à la part des 15-49 ans, en raison

G4 Contributions à l’inflation en zone euro

(écart à la moyenne de l’échantillon, en points de pourcentage)

2009 2010

2008 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

Résidus

IPCH (%, en glissement annuel) TVAPrix d’importation relatifs

Écart de production - 3,0

- 2,5 - 2,0 - 1,5 - 1,0 - 0,5 0,0 0,5 1,0 1,5 2,0 2,5

Note : Moyenne de l’échantillon de l’inflation IPCH : 1,9 %.

Source : calculs des auteurs.

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des différentes réformes des systèmes de retraite ainsi que des effets générationnels liés à l’augmentation de la participation des femmes au marché du travail. Cette progression constitue un choc positif sur l’offre de travail, susceptible d’exercer une pression à la baisse sur les salaires (Mojon et Ragot, 2018).

Réponse de politique monétaire

Autre facteur, à la mi-2014, on a pu constater un fort décrochage des anticipations d’inflation à long terme par rapport à la cible « en dessous, mais proche de 2 % » (cf. graphique 5), qu’elles soient mesurées à partir d’une enquête auprès de prévisionnistes professionnels (Survey of Professional Forecasters, SPF) ou à partir de données de marchés (inflation‑linked swaps, ILS). Au même moment, la part des fluctuations de l’IPCH expliquée par les résidus de la courbe de Phillips a significativement crû (cf. graphique 4).

G5 Anticipations d’inflation en zone euro

(moyenne annuelle en %)

1,75 1,80 1,85 1,90 1,95 2,00 2,05

1,00 1,30 1,60 1,90 2,20 2,50 2,80

2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 Inflation-linked swaps (ILS) 5 ans dans 5 ans (échelle de droite)

Inflation moyenne à 5 ans, SPF (échelle de gauche)

Note : Les ILS ont été trimestrialisés en formant les moyennes calendaires.

Sources : BCE (SPF) ; Bloomberg (ILS).

Dans le langage des modèles de la nouvelle synthèse néoclassique, ces résidus négatifs peuvent aussi être le signe d’une dérive baissière des anticipations d’inflation. Tous ces éléments témoignent d’un risque de désancrage des anticipations d’inflation (voir le discours de Mario Draghi à Jackson Hole, en août 2014).

C’est la raison pour laquelle l’Eurosystème a alors mis en œuvre une série de mesures destinées à soutenir la demande et le crédit. Ces mesures, par leur nombre et par leur ampleur sans précédent, ont contribué à soutenir la demande et à endiguer le décrochage des anticipations d’inflation. En cohérence avec les délais usuels de transmission de la politique monétaire à la sphère réelle, elles visent à faire converger l’inflation vers sa cible de long terme, proche de mais inférieure à 2 %.

Conclusion

Les résultats de nos estimations montrent que la relation prix-activité s’est aplatie dans les années 1980 mais est restée significative depuis. Les implications pour la politique monétaire sont doubles : (i) d’abord, il y aurait moins de risques qu’une politique monétaire accommodante se traduise par une spirale inflationniste ; (ii) en revanche, le levier de l’économie réelle pour enrayer un décrochage des anticipations d’inflation serait moins puissant qu’il ne l’était avant 1990. Le risque de décrochage des anticipations d’inflation n’étant pas complètement éliminé, ceci pourrait plaider pour garder un biais accommodant dans le processus de normalisation de la politique monétaire. Cependant, nos estimations de la courbe de Phillips demeurent incertaines. Nous devons rester attentifs à l’ensemble des déterminants de l’inflation et en particulier aux changements structurels de l’économie liés notamment à la mondialisation et aux nouvelles technologies, tant sur le marché des biens et services que sur le marché du travail.

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Bibliographie

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Éditeur Banque de France Directeur de la publication Olivier GARNIER Directeur de la rédaction Françoise DRUMETZ

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