2.1. Production du bien final

9Nous considérons une économie composée d’un continuum d’agents à durée de vie infinie. Le temps est discret et indicé par t. Un bien final unique y_t est produit par des entreprises concurrentielles au moyen de la fonction de production à élasticité de substitution constante (CES) suivante :

10où y_t ( ? ) représente l’intrant en bien intermédiaire ? et ?_p > 1 est l’élasticité de substitution entre les différents biens intermédiaires. La demande pour le bien intermédiaire ? vérifie :

11où P_t ( ? ) est le prix nominal du bien ? et P_t, le prix nominal du bien final, vérifie

2.2. Production du bien intermédiaire

12L’entreprise productrice du bien intermédiaire de type ? est en concurrence monopolistique. Elle utilise la fonction de production suivante :

13où n_t ( ? ) est l’intrant en travail agrégé (défini ci-après) et z_t est un choc de productivité qui évolue selon le processus z_t=log (a) +z_t?1+?_t, où ?_t iid ( 0, ?_? ) et a > 1 est le taux de croissance brut moyen du progrès technique.

14A la suite de Calvo [1983]  [2], nous supposons qu’à chaque date, le monopoleur produisant un bien intermédiaire peut fixer son prix avec une probabilité 1 ? ?_p, indépendamment de la dernière date à laquelle il a déjà réoptimisé ce prix. Si une entreprise ne peut pas réoptimiser son prix, celui-ci est automatiquement révisé selon la règle :

15Notons P*_t (?) le prix choisi à la date t par l’entreprise ?, si elle a la possibilité de le réviser. Soit alors y*_{t, T} ( ? ) la production du bien ? à la date T si l’entreprise ? a réoptimisé son prix pour la dernière fois à la date t. La firme ? choisit alors P *_t ( ? ) de façon à maximiser :

2.3. Marché du travail et ménages

16Nous supposons qu’il existe un continuum de ménages différenciés. Comme Erceg et alii [2000], nous supposons que le ménage de type ? ? [ 0,1 ] offre du travail spécifique noté l_t ( ? ) à une entreprise concurrentielle. Cette dernière combine les différents types de travail en un agrégat noté l_t au moyen de la technologie CES :

17où W_t ( ? ) est le salaire nominal versé au travail de type ? et W_t, le salaire nominal agrégé, vérifie :

18Par ailleurs, les préférences du ménage de type ? sont décrites par :

19où ? ? ( 0,1 ) est le taux d’actualisation, b ? ( 0,1 ) est le paramètre d’habitude sur la consommation, y_t représente la consommation du bien final et ?_t et g_t sont des chocs de préférence définis ultérieurement.

20La contrainte de budget s’écrit :

21où div_t est le profit redistribué par les entreprises monopolistiques et w_t ( ? ) ? W_t ( ? )/P_t est le taux de salaire réel du ménage ?. De plus, nous notons b_t ? B_t /P_t, où B_t est la quantité d’obligations nominales à 1 trimestre, rémunérées au taux d’intérêt nominal i_t.

22Les conditions du premier ordre loglinéarisées sont :

23Nous supposons qu’à chaque date, un ménage donné peut réoptimiser son salaire nominal avec une probabilité 1 ? ?_w, quel que soit le laps de temps écoulé depuis la dernière réoptimisation. Les ménages restants révisent automatiquement leur salaire selon la règle 

24A la date t, le ménage de type ?, s’il a la possibilité de le réoptimiser, choisit le taux de salaire W*_t ( ? ) de façon à maximiser :

2.4. Politique monétaire

25Le modèle est bouclé par la règle de taux d’intérêt :

26où ?_t est un choc monétaire qui évolue selon ?_t=?_??_t?1+?_?, avec t ?_? ? ( 0,1 ) et ?_{?, t} iid ( 0, ?_? ).

27Cette règle de Taylor [1993] augmentée stipule que les autorités monétaires fixent le taux d’intérêt nominal en réaction à l’inflation passée et à la déviation passée de la production en écart à sa tendance stochastique. Les coefficients a_p et a_y mesurent, respectivement, les degrés de réaction à l’inflation passée et à yˆ_{t ? 1}. Par ailleurs, nous admettons un comportement d’inertie de la politique monétaire (Clarida et alii [2001]) qui se traduit par la présence de ˆi_{t ? 1} dans la règle. Le coefficient ?_i mesure le degré de lissage. Enfin, nous supposons que les autorités monétaires font face à un choc exogène persistant qui peut être interprété, par exemple, comme un choc financier ou un changement transitoire de cible d’inflation (Rudebush [2002]).

3.1. Etalonnage des paramètres structurels

29Certains paramètres du modèle sont étalonnés car leur valeur se déduit des grands ratios ou parce que ces paramètres ne sont pas identifiables. Nous notons le vecteur des paramètres étalonnés ?^c = ( ?, ?, ?_w, ?_p )?, dont les valeurs sont reportées dans le tableau 1. Nous avons posé ? = 0,99 impliquant un taux d’intérêt trimestriel de 1,6 %, sachant que le taux de croissance trimestriel moyen calculé à l’aide de nos données est de 0,6 %. Par ailleurs, au sein de la zone euro, la part moyenne des salaires dans le PIB est de 54 %, impliquant ? = 1,85. De plus, nous supposons que le taux de marge des producteurs de biens intermédiaires à l’état stationnaire est de 10 % (soit ?_p = 11), à l’instar de Leith et Malley [2005]. Enfin, nous supposons que le taux de marge salarial à l’état stationnaire est de 20 %, ce qui signifie ?_w = 6. Cette valeur est proche de celle retenue par Smets et Wouters [2003].

3.2. Estimation des paramètres structurels

30Pour estimer le modèle, nous considérons le vecteur de données [5] y_t = ( ?yˆ_t, ?ˆ_t, ˆi_t, ?ˆ^w_t )? où ?yˆ_t est le taux de croissance de la production, ?ˆ_t est le taux d’inflation, ˆi_t est le taux d’intérêt nominal de court terme et ?ˆ^w_t est le taux d’inflation salarial. Notons ?_j, la jème autocovariance de y_t et posons :

31où ? est l’ensemble des valeurs admissibles de ?. W_T est une matrice diagonale comportant l’inverse des variances asymptotiques de chaque élément de ˆ?_T le long de sa diagonale. Les écarts-types des paramètres estimés sont calculés par intégration numérique directe.

Tableau 1.

Résultats de l’estimation

Tableau 1. Résultats de l’estimation Paramètres structurels étalonnés ? Coefficient subjectif d’actualisation 0,99 ? Inverse de l’élasticité du produit au travail 1,85 ?w/ (?w?1) ?1 Taux de marge salarial 0,20 ?p/ (?p?1) ?1 Taux de marge 0,10

Résultats de l’estimation

Paramètres structurels estimés ?p Degré de rigidité nominale des prix 0,840 (0,005) ?w Degré de rigidité nominale des salaires 0,670 (0,005) ?p Indexation des prix 0,467 (0,032) ?w Indexation des salaires 1,000 (*) ?w Élasticité de la désutilité marginale du travail 3,000 (*) b¯ Persistance des habitudes 0,860 (0,010) ay Élasticité de ˆit par rapport yˆt 0,098 (0,011) ap Élasticité de ˆit par rapport à ?t 1,444 (0,090) ?i Degré de lissage du taux d’intérêt nominal 0,068 (0,080) Chocs ?? Autocorrélation des chocs monétaires 0,872 (0,010) ?? Écart-type des chocs monétaires 0,107 (0,013) ?g Autocorrélation des chocs de demande 0,700 (0,016) ?g Écart-type des chocs de demande 0,087 (0,001) ?? Autocorrélation des chocs d’offre de travail 0,000 (*) ?? Écart-type des chocs d’offre de travail 0,399 (0,009) ?? Écart-type des chocs de productivité 0,428 (0,008) Note : Les nombres entre parenthèses sont les écarts-types des estimations ; une étoile signifie que nous avons imposé une contrainte sur la valeur estimée.

3.4. Évaluation des propriétés dynamiques du modèle

35Le graphique 2 reporte les fonctions de réponse des variables d’intérêt aux différents chocs du modèle. Ces réponses sont caractérisées par des profils en dôme pour la plupart des chocs, ce qui souligne les fortes propriétés de propagation dynamique du modèle. Le graphique 3 reporte la part de la variance des variables d’intérêt attribuable à chaque choc. A un horizon court, le choc monétaire explique la quasi-totalité de la variance du taux d’intérêt nominal mais contribue par ailleurs peu à la variance des autres variables [7]. Le choc de productivité explique une part non négligeable de la variance des variables d’intérêt, même si cette contribution reste modeste par rapport au choc de préférence. Ce dernier explique l’essentiel de la variance de ?yˆ_t, ?ˆ_t et ˆi_t, suggérant qu’au cours de la période d’estimation, la zone euro a été dominée par des chocs de demande. Enfin, le choc d’offre de travail explique la majeure partie de la variance de l’inflation salariale (entre 90 % et 60 %) sans contribuer de façon importante à la variance des autres variables.

Figure 2.

Fonctions de Réponse

Notes : Fonctions de réponse théoriques (multipliée par 100) calculées à partir du modèle estimé. Figure 2. Fonctions de Réponse

Fonctions de Réponse

Figure 3.

Contribution relative de chaque choc à la variance des variables

Figure 3. Contribution relative de chaque choc à la variance des variables

Contribution relative de chaque choc à la variance des variables

4.1. Méthode de calcul et résultat

37Nous calculons la dynamique de transition engendrée par un changement de cible d’inflation. A la date t = 0, nous supposons que la cible d’inflation passe de ?¹ à ?² < ?¹. Il en découle qu’en t = 0, par rapport au nouvel état stationnaire, la déviation relative de l’inflation est ?ˆ_{? 1} ? ?¹? ?² > 0. Il s’ensuit qu’après un changement de cible d’inflation, nous vérifions les relations ?ˆ^w_{? 1} = ˆi_{? 1} = ?ˆ_{? 1}. Les valeurs initiales des logdéviations des autres variables sont alors fixées à 0. La solution loglinéaire du modèle est alors utilisée pour calculer le ratio de sacrifice R_t, défini par la relation :

38Le ratio de sacrifice R_t est une fonction des paramètres estimés ?. Il est donc possible de déterminer un intervalle de confiance pour R_t. En pratique, ces calculs sont effectués numériquement.

39Le graphique 4 illustre l’évolution, dans le cadre de notre modèle estimé, du ratio de sacrifice consécutif à une réduction d’un point d’inflation sur un horizon de 70 trimestres. La zone grisée correspond à l’intervalle de confiance de R_t à 95 %. Le graphique montre que la perte cumulée de production croît pendant une trentaine de trimestres avant de rejoindre une valeur proche de celle son état stationnaire. Une fois le choc de désinflation résorbé, la valeur du ratio de sacrifice se stabilise à 1,30 %, ce qui signifie que la perte cumulée de production, par rapport à la situation où il n’y aurait pas eu de désinflation, est de 1,30 point [8]. Enfin, il convient de remarquer que cette valeur est significativement différente de zéro [9].

Figure 4.

Évolution dynamique du ratio de sacrifice

Notes : Évolution dynamique du ratio de sacrifice après une réduction d’un point d’inflation. La zone grisée correspond à l’intervalle de confiance à 95 % du ratio de sacrifice. Figure 4. Évolution dynamique du ratio de sacrifice

Évolution dynamique du ratio de sacrifice

40La valeur estimée du ratio de sacrifice pour la zone euro est plus faible que celle proposée par Fève et alii [2007,2008]  [10]. Dans le cadre de notre exercice, nous nous concentrons sur l’estimation d’un modèle capable de reproduire les dynamiques des agrégats macroéconomiques sur la période récente. Par conséquent, l’épisode de désinflation observé dans la zone euro au début des années 1980 est exclu de notre analyse [11]. Du point de vue théorique, le modèle incorpore donc des chocs « traditionnels » d’offre et de demande. A l’inverse, Fève et alii [2007,2008] prennent en compte dans leur analyse les épisodes historiques de désinflation dans la zone euro. Précisément, leur modèle théorique, estimé sur la période 1970-2004, incorpore explicitement un choc exogène non stationnaire sur la cible d’inflation de la banque centrale afin de rendre compte des dynamiques engendrées par la désinflation observée au début des années 1980 [12]. Le modèle estimé est capable de générer la récession observée au début des années 1980 dans la zone euro, ce qui induit mécaniquement un ratio de sacrifice plus élevé [13]. Par conséquent, pour expliquer l’écart entre notre résultat et ceux avancés par Fève et alii [2007,2008], il convient de souligner que, contrairement à ces auteurs, nous avons extrait de notre analyse cet épisode de désinflation subi par la zone euro afin de déterminer la valeur du ratio de sacrifice dans le cadre d’un environnement économique « stable ».

4.2. La mécanique de la récession induite par une désinflation

41Le modèle estimé est donc capable de produire une désinflation coûteuse en termes de production, dont les ordres de grandeur correspondent aux estimations obtenues par des méthodes moins structurelles. Il convient maintenant de comprendre les caractéristiques de la récession engendrée par cette désinflation. Pour ce faire, nous étudions les dynamiques transitionnelles des déviations relatives de la production ( yˆ_t ), des salaires réels ( wˆ_t ), de l’inflation salariale ( ?ˆ^w_t ), de l’inflation ( ?ˆ_t ), du taux d’intérêt nominal ( ˆi_t ) et la somme des taux d’intérêt réel futurs ( ˆ?_t ) en réponse à un choc permanent de désinflation. Ces dernières sont reportées sur le graphique 5.

42Puisque nous étudions un épisode de désinflation d’un point, les déviations relatives de l’inflation, de l’inflation salariale et du taux d’intérêt nominal, sont égales à 1 % avant le début de l’épisode de désinflation. Compte tenu de la fonction de réaction des autorités monétaires, relativement agressive en réponse à l’inflation ( a_p = 1,44 ), le taux d’intérêt nominal croît d’un montant plus élevé que l’inflation. Par ailleurs, la politique monétaire est faiblement réactive aux déviations de la production ( a_y = 0,098 ). Il en découle, au moins à court terme, que le taux d’intérêt réel croît. Sous réserve que cet accroissement soit persistant, les agents anticipent également une hausse de la somme des taux d’intérêt réels futurs. Via la pseudo courbe IS (équations 11 et 12), cette interaction provoque une baisse de la production à l’impact. Par conséquent, le modèle théorique considéré est capable d’engendrer une récession à court terme en réponse à un choc de désinflation.

Figure 5.

Dynamiques transitionnelles

Notes : Dynamiques transitionnelles de la production ( yˆt ), des salaires réels ( wˆt ), de l’inflation salariale ( ?ˆwt ), de l’inflation ( ?ˆt ), du taux d’intérêt nominal ( ˆit ) et du taux d’intérêt réel de long terme ( ˆ?t ) en réponse à un choc permanent de désinflation, aux valeurs estimées du modèle. Figure 5. Dynamiques transitionnelles

Dynamiques transitionnelles

43L’ampleur et la persistance de cette récession dépendent alors de la dynamique plus ou moins persistante de ?ˆ_t. Cette dernière, à son tour, est déterminée par les degrés de rigidités nominales et réelles des prix et des salaires. Compte tenu des valeurs estimées de ?_p et de ?_w, les prix s’ajustent plus rapidement à la cible d’inflation de long terme que les salaires nominaux ( ?_p < ?_w ). Pour une probabilité de fixité des prix élevée ( ?_p = 0,84 ), l’ajustement de l’inflation est freiné, impliquant un retour persistant du salaire réel à son équilibre de long terme. Ceci se traduit alors par un lent retour du taux d’intérêt nominal à sa cible de long terme. Il convient ici de remarquer que la dynamique de ce dernier est essentiellement due à celle de l’inflation, puisque le degré de lissage du taux nominal est faible ( ?_i = 0,068 ). Il découle de cette configuration un accroissement persistant du taux d’intérêt réel qui se traduit mécaniquement par un accroissement de la somme des taux d’intérêt réels futurs, et par voie de conséquence une récession marquée.

5.1. Rigidités réelles de prix et salaires

47Certains auteurs ont mis l’accent sur le rôle essentiel des rigidités réelles sur les salaires dans un modèle structurel pour engendrer des coûts réels consécutifs à une désinflation (Blanchard et Galí [2007] ; Fève et alii [2008]). Par conséquent, nous évaluons la valeur du ratio de sacrifice selon le degré d’indexation des prix et des salaires (?_p et ?_w), étant donné le degré de rigidités nominales précédemment estimé. Le tableau 2 synthétise les valeurs du ratio de sacrifice pour différents couples ( ?_w, ?_p )  [16].

48Il apparaît sans ambiguïté qu’une augmentation de ?_p ou de ?_w conduit à un accroissement du ratio de sacrifice. Ce résultat reflète le fait qu’un accroissement du degré de persistance intrinsèque de l’inflation et de l’inflation salariale diminue la capacité d’ajustement de l’économie, contribuant ainsi à aggraver la récession induite par la désinflation. A l’inverse, dans le cas d’une absence de rigidité réelle sur les prix et les salaires ( ?_p = ?_w = 0 ), la valeur du ratio de sacrifice est de 0,17 % au lieu de 1,30 %, valeur obtenue dans le cadre de notre estimation.

Tableau 2.

Valeur du ratio de sacrifice selon de degré d’indexation des prix ( ?p ) et des salaires ( ?w )

Tableau 2. Valeur du ratio de sacrifice selon de degré d’indexation des prix ( ?p ) et des salaires ( ?w ) ?w 0,00 0,50 1,00 ?p 0,00–0,167–0,367–0,613 0,50–0,226–0,716–1,373 1,00–2,366–5,291–9,232

Valeur du ratio de sacrifice selon de degré d’indexation des prix ( ?p ) et des salaires ( ?w )

5.2. Rigidités nominales de prix et salaires

49Dans un second temps, nous analysons l’impact des probabilités de fixité des prix et des salaires (?_p et ?_w) sur le ratio de sacrifice. Comme nous l’avons mentionné précédemment, ces degrés de rigidité nominale contribuent à déterminer la profondeur et la persistance de la récession déclenchée par la politique de désinflation, via leur impact sur la dynamique de la somme des taux courts futurs. Cependant, il n’est pas évident a priori de déterminer laquelle des deux rigidités nominales (de prix et de salaires) pèse le plus sur l’économie. En effet, si les deux rigidités concourent à renforcer leurs effets respectifs sur la persistance de l’inflation, leurs conséquences sur la dynamique de la production peuvent être très différentes. En effet, s’il n’y a aucune rigidité nominale sur les salaires ( ?_w = 0 ), le coût marginal réel s’ajuste rapidement et, par voie de conséquence, l’inflation est moins persistante, pour un couple ( ?_p, ?_p ) donné. Ainsi, on peut penser que la production diminuera faiblement et de façon non durable. Christiano et alii [2005] montrent que l’inflation reste persistante pour de petites valeurs de ?_p lorsque ?_w est suffisamment élevé. Ces arguments suggèrent que le coût réel de la désinflation est d’autant plus prononcé que les rigidités sur le marché du travail sont fortes.

50Afin de mieux comprendre ces interactions, nous examinons précisément la contribution des rigidités nominales à la valeur du ratio de sacrifice. Le graphique 6 reporte les courbes de niveau du ratio de sacrifice pour différentes valeurs de ?_p et de ?_w, en maintenant ?_p et ?_w à leur valeur estimée. Ce graphique montre que pour un ?_p donné, une augmentation de ?_w accroît le ratio de sacrifice, de façon d’autant plus marquée que ?_w est élevé. En revanche, une diminution de ?_w de sa valeur de référence ( ?_w = 0,67 ) à 0,4 ne diminue le ratio de sacrifice que par deux. Autrement dit, au voisinage immédiat de la valeur estimée de ?_w, le ratio de sacrifice est peu sensible à ce paramètre. Cette conclusion est relativement robuste à la valeur de ?_p. Par conséquent, le coût réel de la désinflation croît avec le degré de rigidités (tant nominale que réelle) des salaires.

51Concernant le degré de rigidité nominale des prix ( ?_p ), il apparaît qu’une hausse de ce paramètre induit une baisse de la valeur du ratio de sacrifice pour une valeur de ?_w donnée. Par conséquent, une réduction du degré de rigidité nominale sur les prix n’est pas nécessairement bénéfique pour l’économie en période de désinflation.

52Afin de comprendre ce résultat apparemment paradoxal, il convient de rappeler que la persistance de l’inflation est guidée par le degré de rigidité nominale sur les prix mais aussi par la persistance du coût marginal réel (équation 6). Cette dernière est d’autant plus forte que les salaires sont visqueux (?_w élevé). La forte rigidité des salaires pèse donc fortement sur la dynamique de l’inflation au travers du coût marginal réel, ralentissant à son tour le retour de la somme des taux d’intérêt réels futurs ( ?ˆ_t ) à sa valeur de long terme [17]. Le graphique 6 met en évidence une valeur seuil de ?_w ( ?_w > 0,45 ) au-dessus de laquelle une hausse de ?_p réduit suffisamment la sensibilité de l’inflation au coût marginal réel, pour freiner ainsi l’effet dominant de ?_w sur la persistance de l’inflation et diminuant ainsi la valeur du ratio de sacrifice.

53En vue d’approfondir les résultats précédents concernant la contribution des rigidités nominales à la valeur du ratio de sacrifice, nous analysons les dynamiques transitionnelles des variables dans des configurations extrêmes autour des valeurs estimées de ?_p et ?_w. Il est important de noter que ces exercices contrefactuels sont effectués dans le cadre du modèle estimé, toutes choses égales par ailleurs. Le graphique 7 illustre l’évolution des déviations relatives de la production, des salaires réels, de l’inflation salariale, de l’inflation, du taux d’intérêt nominal et de la somme des taux d’intérêt réels futurs en réponse à un choc permanent de désinflation, dans les différentes configurations. Le cadran A reporte ces dynamiques dans le cas d’une faible rigidité des prix (?_p faible). Le cadran B analyse la configuration de faible rigidité salariale (?_w faible). Enfin, le cadran C présente les effets de la désinflation sous l’hypothèse d’une très forte rigidité nominale des salaires (?_w élevé). Dans les trois cas de figure, les autres paramètres sont fixés à leur valeur estimée.

Figure 6.

Courbe de niveau du ratio de sacrifice

Notes : Courbe de niveau du ratio de sacrifice dans le plan ( ?w, ?p ) aux valeurs estimées du couple ( ?p, ?w ). Le point correspond à l’estimation de référence. Figure 6. Courbe de niveau du ratio de sacrifice

Courbe de niveau du ratio de sacrifice

54Dans le cadran A, les prix sont fortement indexés sur la cible d’inflation de long terme ( ?_p = 0,47 ) et fortement sensibles au coût marginal réel, ( ?_p = 0,01 ). Dans le même temps, l’inflation salariale est intégralement indexée à l’inflation passée et relativement persistante ( ?_w = 0,67 ). L’objectif est donc de supprimer la présence de rigidité sur les prix afin de mettre en évidence la façon dont la dynamique du coût marginal réel joue sur celle de l’inflation et donc sur le ratio de sacrifice. Comme prévu, la forte persistance du salaire réel imprime sa dynamique à celle de l’inflation au travers du coût marginal réel, ce qui contrebalance l’ajustement de l’inflation à sa cible de long terme. Il en résulte que l’accroissement du taux d’intérêt nominal de court terme, via la fonction de réaction, se résorbe moins rapidement que dans notre configuration de référence, impliquant un fort accroissement du taux d’intérêt réel de long terme, à l’origine d’une récession relativement marquée. Ces mécanismes expliquent le résultat apparemment paradoxal d’une récession plus marquée que dans la configuration de référence. Par conséquent, la persistance du salaire réel semble jouer un rôle déterminant sur la valeur du ratio de sacrifice, notamment en l’absence de rigidités nominales de prix.

55Dans le cadran B, l’inflation salariale est faiblement persistante ( ?_w = 0,01 ). De ce fait, cette dernière absorbe rapidement le choc de désinflation, ce qui permet une forte réactivité à la baisse du salaire réel. Dans le même temps, l’inflation s’ajuste rapidement à sa cible de long terme et la baisse du coût marginal réel renforce cet ajustement. La somme des taux d’intérêt réels futurs ( ?ˆ_t ) augmente donc, mais retourne rapidement à sa valeur de régime permanent. La récession qui découle de ces interactions est donc de faible ampleur.

Figure 7.

Analyse contrefactuelle

Notes : Analyse contrefactuelle des dynamiques transitionnelles en réponse à une désinflation d’un point. Figure 7. Analyse contrefactuelle

Analyse contrefactuelle

56Dans le cadran C, en revanche, la forte rigidité nominale des salaires ( ?_w = 0,95 ) et leur forte indexation à l’inflation passée ( ?_w = 1 ) entraînent une réponse positive et graduelle de l’inflation salariale, ce qui contribue à une dynamique persistante du salaire réel. Cette dynamique ralentit l’ajustement de l’inflation à sa cible de long terme. Mécaniquement, il en découle un fort accroissement de la somme des taux d’intérêt réels futur, d’autant plus persistant que l’inflation est elle même persistante. Il s’ensuit une récession marquée et durable.

57Cette analyse des dynamiques traditionnelles suggère que le degré de rigidité nominale sur les salaires joue un rôle primordial sur la persistance du coût marginal réel et donc sur la somme des taux d’intérêt réels futurs à travers la dynamique de l’inflation. L’ampleur de la récession en réponse à une désinflation est donc très sensible à ce type de rigidités nominales. Par ailleurs, le degré de rigidité sur les prix semble contribuer dans une moindre mesure à la valeur du ratio de sacrifice. Lorsque les salaires sont bien plus visqueux que les prix, il est possible d’obtenir le résultat selon lequel une hausse du degré de rigidité nominale sur les prix diminue le ratio de sacrifice. En effet, dans cette configuration, la persistance de l’inflation est moins pesante si elle provient de la rigidité des prix plutôt que celle des salaires. Ces résultats sont cohérents avec ce qui a été obtenu par Fève et alii [2008].

5.3. Réactivité de la politique monétaire

58Un autre déterminant du ratio de sacrifice est lié à la règle de décision de la banque centrale. Par exemple, il peut être intéressant d’examiner le rôle du degré de lissage du taux d’intérêt nominal sur le ratio de sacrifice. En effet, ce dernier joue sur la dynamique du taux d’intérêt réel et donc sur l’ampleur de la récession : un taux d’intérêt nominal lissé dans la règle modifiée ralentit le processus de désinflation. Le graphique 8 représente la valeur du ratio de sacrifice en fonction du degré de lissage du taux d’intérêt nominal ( ?_i ). Au voisinage de nos estimations ( ?_i = 0,07 ), une hausse de ce degré de lissage augmente dans une faible mesure la valeur du ratio de sacrifice. Cependant, le coût en production de la désinflation sera d’autant plus sensible au degré de lissage du taux d’intérêt que celui-ci sera élevé. Par conséquent, un fort lissage du taux d’intérêt nominal affecte la dynamique du taux d’intérêt réel, lequel devient lui aussi persistant, ce qui a pour effet d’amplifier la récession consécutive à la désinflation.

59La valeur du ratio de sacrifice dépend de la dynamique des taux d’intérêt réels, laquelle est déterminée par le degré de persistance de l’inflation et le degré de lissage du taux d’intérêt nominal. Par conséquent, nous complétons notre analyse en examinant l’interaction entre ces deux variables dans la règle de politique monétaire. Le graphique 9 reporte les courbes de niveau du ratio de sacrifice pour différentes valeurs de a_p et de ?_i. L’objectif de cet exercice est de déterminer dans quelle mesure le ratio de sacrifice est sensible à l’une ou l’autre de ces sources de persistance nominale. Il s’avère qu’au voisinage des valeurs estimées, une augmentation de a_p ou ?_i aura pour conséquence d’augmenter le ratio de sacrifice. Ce résultat conforte l’idée selon laquelle la désinflation est d’autant plus coûteuse en termes de production que les variables nominales s’ajustent lentement à leur nouvel équilibre de long terme. Cependant, lorsque le taux d’intérêt nominal est très fortement persistant, la contribution de l’inflation sur sa dynamique n’a aucun impact sur la valeur du ratio de sacrifice. En effet, pour une forte valeur de ?_i, une variation de a_p n’affecte pas le coût réel de la désinflation. Par conséquent, la très forte persistance du taux d’intérêt nominal inscrit sa dynamique sur celle du taux d’intérêt réel, de sorte que toute action monétaire en réponse à une variation de l’inflation n’a pas d’impact sur le ratio de sacrifice

Figure 8.

Ratio de sacrifice et lissage du taux d’intérêt

Notes : Valeur du ratio de sacrifice en fonction du degré de lissage du taux d’intérêt nominal. Le point correspond à l’estimation de référence.

Ratio de sacrifice et lissage du taux d’intérêt

Figure 9.

Ratio de sacrifice et politique monétaire

Notes : Courbe de niveau du ratio de sacrifice dans le plan ( ap, qi ). Le point correspond à l’estimation de référence

Ratio de sacrifice et politique monétaire