La relation entre la croissance économique et l'inflation
- Théories et le cas des pays asiatiques en développement -
Mon rapport pour le colloque "Croissance et échange international"
Clermont-Ferrand, France, 10-14 Juin 1997
Les études de panel montrent que dans le cas des pays asiatiques en développement, la croissance économique a une influence positive sur la désinflation, mais cela résulte du cas des pays à taux de croissance faible (moins de 5%/an). Pour les pays à taux de croissance élevé (plus de 5%/an), cette relation n'existe pas.
d) Les tests de stationnarité :
Les fonctions de régression précédentes ne peuvent être estimées correctement que dans le cas où les variables concernées sont stationnaires, autrement dit, intégrées d'ordre zéro. En effet, la régression de séries non stationnaires conduit à un vecteur d'erreur non stationnaire. Dans le cas où ces variables ne sont pas stationnaires, autrement dit elles présentent une racine unitaire, il faut vérifier si elles sont intégrées d'ordre un et co-intégrées afin de choisir la méthode d'estimation convenable soit à partir d'un modèle à correction d'erreur, soit simplement sur les taux variations. Ainsi, nous devons faire les tests pour vérifier la stationnarité des séries utilisées. Si les séries sont stationnaires, les tests et les corrélations permettent d'examiner si les séries tendancielles ont des mouvements conjoints ou une relation dite de long terme.
Le niveau d'intégration des variables a été testé par le test de Augmented Dickey and Fuller (ADF) dans le logiciel EVIEWS. Les résultats pour les deux séries croissance et inflation, reportés dans le tableau n°3, montrent que pour la plupart des pays en développement en Asie, les séries des taux d'inflation et de croissance sont stationnaires à l'ordre zéro, au moins au seuil de 10%, c'est à dire on peut appliquer directement la méthode de moindre carré ordinaire dans l'estimation des modèles.
Cependant, il y a quatre cas spéciaux, dont le premier est Hongkong avec la série du taux de croissance économique non-stationnaire d'ordre zéro, elle est stationnaire en première différence, c'est à dire intégrée d'ordre 1. Les trois suivants sont Fiji, Birmanie et le Samoa de l'Ouest dont leurs séries de taux d'inflation sont aussi stationnaires en première différence (voir le tableau n°4). Pour ces quatre cas, nous préférons choisir la régression simple des variations des taux d'inflation à celles des taux de croissance économique. La plupart des séries dans l'équation d'inflation retenue sont stationnaires à l'ordre zéro, notamment toutes les séries de panel sont stationnaires à ce niveau.
3) La relation empirique entre la croissance et l'inflation
a) Le modèle linéaire simple:
- Pour le cas de chaque pays individuel :
Les résultats de régression linéaire directe selon le modèle (1) pour 19 pays concernés sont listés dans le tableau n°5. Les résultats calculés pour les expériences des pays sud asiatiques semblent montrer qu'il n'existe pas de relation contradictoire entre l'objectif de croissance économique et l'objectif de lutte contre l'inflation au sens que le taux de croissance élevé entraîne automatiquement à un taux d'inflation élevé. On peut citer quelques remarques principales suivantes:
- Il n'y a qu'environ la moitié des cas (10/19) où les coefficients de la variable "croissance sont positifs, c'est à dire la croissance accompagne l'inflation, pour les autres cas (9/19), ces coefficients sont négatifs, c'est à dire la croissance accompagne la désinflation. Si on supprime les quatre pays dont l'une de deux séries n'est pas stationnaire à l'ordre zéro, il y a 10/15 cas où le coefficient de la variable "croissance" est positif. Cependant, dans toutes les deux situations, les coefficients de cette variable sont souvent inférieurs à 0,4; c'est à dire qu'une augmentation de 5 points du taux de croissance économique (par exemple ce taux passe de 7% à 12%) n'accompagne de monter ou de baisser le taux d'inflation que de deux point (par exemple de 5% à 7% ou à 3%). Ces coefficients les plus spécifiques appartiennent d'une part au Bangladesh (1,292), en Indonésie (1,419) où la croissance accompagne une inflation, et d'autre part aux Philippines (-1,478) et au Samoa de l'Ouest (-0,754) où la croissance accompagne la désinflation. Mais même pour ces cas, le niveau des variations du taux d'inflation est vraiment faible par rapport celui du taux de croissance et la prévision des politiciens.
- De plus, dans toutes les équations estimées, l'erreur standard des coefficients (a) est très grande, cela montre qu'ils ne sont pas statistiquement significatifs, donc le rôle de la variable "croissance" dans l'explication des mouvements de la variable "inflation" est significativement négligé dans cette spécification.
- Enfin, on regarde les valeurs de détermination. La majorité absolue des valeurs de détermination sont inférieurs ou environ à 0,1 (15/19 cas) sauf ceux du Bangladesh (0,12), de l'Indonésie (0,123), des Philippines (0,274) et du Samoa de l'Ouest (0,287). Cependant ces valeurs sont supérieures à 0,1 de manière inconsidérable, c'est à dire le pouvoir explicatif de la variable "croissance" sur l'inflation est presque nul.
Pour les quatre pays dont les séries statistiques sont non-stationnaires, nous corrigeons le modèle par l'utilisation des taux de variations, le modèle à estimer est comme suit:
Dp = a * Dg + c + u (3)
Les résultats de régression sont reportés dans le tableau n°6. Les résultats à partir de ce tableau sont tout à fait compatibles aux cas des pays précédents, surtout tous les coefficients (a) de la variable explicative sont négatifs. Ainsi, nous pouvons conclure l'absence de lien direct entre les mouvements du taux de croissance du PIB et ceux du taux d'inflation..
b) Pour tous les pays (étude de panel)
Si l'on utilise la méthode de panel pour les données de ces 19 pays (528 observations), on obtiendra les résultats analogues. L'équation estimée est la suivante:
p = 9,638 - 0,213 . g
(0,514) (0,073) (erreur standard dans les parenthèses)
R2 = 0,0159 SE = 7,6698 DW = 0,9224 F = 8,522 SMPL = 528 obs.
p = 9,954 - 0,237 . g + 0,072 . g(-1) - 0,082 . g(-2)
(0,638) (0,078) (0,079) (0,076)
R2 = 0,023 SE = 7,4028 DW = 0,9550 F = 3,947 SMPL = 528 obs.
Les équations ci-dessus montrent aussi que la relation directe entre les variations du taux de croissance et celles de l'inflation n'existe pas puisque le coefficient de détermination R2 est presque nul bien que le coefficient de la variable "croissance" soit significatif. De plus, le signe de ce coefficient est négatif, ca veut dire que s'il existe une relation croissance - inflation, l'augmentation du taux de croissance accompagnera la baisse du taux d'inflation. Ainsi, les expériences des pays asiatiques dans les périodes récentes du développement économique (1960-1995) ne montrent pas solidement qu'il y a une relation directe, positive entre la croissance et l'inflation au sens que la forte croissance conduit automatiquement l'augmentation du taux de l'inflation. Nous pouvons valider cette conclusion en utilisant le modèle de causalité de Granger pour ces données.
b) La relation empirique par l'analyse de causalité Granger:
Les estimations économétriques du modèle de causalité de Granger pour 19 pays en développement asiatique sont reportées dans le tableau n°7. Elles sont fait avec de deux à six ans de retard et selon la longévité des séries. Le critère du rejet de l'hypothèse Ho (Ho = non-causalité au sens de Granger) est que la statistique F doit dépasser un seuil critique ou la probabilité doit être inférieur au seuil de 3-5%. Dans ce cas, au moins l'un des coefficients de la variable explicative de causalité est différent à zéro, c'est à dire il existe une relation de causalité au sens de Granger.
Les résultats du tableau montrent que pour la plupart des cas, les variations de l'inflation ne participent pas à l'explication des mouvements de la croissance économique et bien au contraire, un changement du taux de croissance économique n'entraîne pas aussi un mouvement du taux d'inflation. Cependant, il y a quelques cas spéciaux suivants :
a) La Chine: La relation de causalité au sens de Granger existe dans toutes les deux directions avec la variable retardée d'un an, c'est à dire les variations du taux de croissance économique influe sur celles du taux d'inflation et vice versa; pourtant, la direction inverse est beaucoup plus faible. Ce phénomène peut être expliqué par le processus de la réforme économique graduelle lui-même en Chine parce que les données utilisées (1977-1995) appartiennent à la période de réforme. En fait, le taux de croissance économique en Chine depuis la reforme est très élevé (surchauffe économique) et accompagne des réformes du système des prix administratif. La libéralisation des prix conduit inévitablement à l'inflation. Après chaque pas de réforme victorieuse avec la stabilité sociale et le taux de croissance économique élevé, la Chine élargit la libéralisation de son système des prix. Par contre, si la croissance économique élevée n'accompagne pas la stabilité sociale et la hausse acceptable des prix, elle diminue la vitesse de réforme, même renverse le processus de la libéralisation des prix. Ce phénomène ne se passe pas dans les autres pays en développement asiatique car dans ces pays, le système des prix relatifs est établit de façon stable selon le mécanisme de l'offre et de la demande de l'économie de marché. Après la libéralisation de tous les prix, l'inflation en Chine variera selon la loi de l'économie de marché. En outre, selon le modèle (1), lorsque le taux de croissance économique en Chine augmente de 5% (de 5% à 10%/an), l'inflation n'augmente que de 2% (par exemple de 5% à 7%) à cause de cette croissance; c'est à dire une hausse faible de l'inflation.
b) Pour la Vanuature et le Samoa de l'Ouest, les tests montrent qu'une hausse du taux de croissance influence fortement l'inflation et la direction inverse n'existe pas. Cependant, d'après les résultats du tableau n°1 (modèle linéaire simple), cette influence est négative, c'est à dire une augmentation du taux de croissance économique entraîne la baisse du taux d'inflation de long terme.
c) Au niveau beaucoup plus faible, la croissance économique influence aussi la variation du taux d'inflation au Bangladesh (avec 2-3 ans de retard), en Malaisie (un an de retard), et en Nouvelle Guinée (1-2 ans de retard). D'après le modèle (1), les coefficients des relations linéaires directes entre ces deux variables pour les trois pays sont positifs et ont des niveaux différentes. Alors que celui de Bangladesh est de 1,3 , celui de la Nouvelle Guinée est presque nul. En général, pour ces pays, il se peut avoir une faible relation entre la croissance économique et l'inflation.
A partir des remarques ci-dessus, on ne peut dire que la croissance rapide entraîne automatiquement la hausse de l'inflation, sauf certains cas. Mais même dans ces cas, les résultats sont confuses et le coefficient de la variable "croissance" est faible et non-significatif. Bien au contraire, les résultats économétriques d'après les deux méthodes montrent ensemble qu'il n'existe pas la relation directe et fiable entre la croissance économique et l'inflation. Spécialement, pour les pays ayant le taux de croissance économique élevé comme Hongkong, la Corée du Sud, le Singapour et la Thaïlande, cette relation est totalement éliminée.
Hors la relation de causalité selon la direction : croissance ----> inflation, les tests d'après la méthode Granger montrent également que la direction inverse (inflation ----> croissance) n'existe pas. Dans tous les 19 cas (sauf la Chine où il se peut exister une très faible relation), la désinflation ne cause pas la variation du taux de croissance économique. Ainsi, dans la condition des pays en développement asiatique et quand l'inflation est actuellement modérée, il n'est pas nécessaire de réduire l'inflation au niveau très bas pour assurer l'augmentation du taux de croissance économique.
c) La relation empirique par le modèle multivariables explicatives
- Pour le cas de chaque pays individuel :
Dans les tableaux 8,9 nous présentons les résultats de régressions calculées à partir du modèle de base retenu. Ce sont les régressions les plus robustes selon le critère du "t" de Student pour tester la significativité des variables explicatives dans les régressions, le R2 pour montrer le pouvoir explicatif des variations des variables exogènes agissant sur l'inflation, et le critère "F" pour expliquer la proportion des variations de la variance
Les résultats montrent que pour la plupart des pays étudiés, le coefficient de la variable "croissance" est négative, c'est à dire une hausse de croissance économique a un impact positif sur la désinflation durable. Il n'y a que trois cas où ce coefficient est positif: Indonésie, Pakistan et Hongkong, mais pour les deux premiers pays, ces coefficients ne sont pas significatifs, et pour Hongkong, la longévité des séries est courte (10 ans). Parmi 14 cas où le coefficient est négatif, il y a quatre cas dont les coefficients ne sont pas significatifs car t - student est tout petit bien que la valeur des coefficients soit hautement différent à zéro. Au total, 7 sur 17 cas où la relation negative est rejettée.
En général, on peut dire que la variable "croissance" peut avoir une influence positive mais faible sur la désinflation dans le cas des pays asiatiques où le taux d'inflation est faible. Cependant, cette conclusion n'est pas vraiment fiable. Les résultats économétriques montrent également les influences très diverses d'autres facteurs sur l'inflation.
- Pour le groupe des pays
Les résultats de régressions sont reportés dans les tableaux 10-12. Le tableau 10 résume les régressions générale pour 19 pays, le tableau 11 pour le groupe des pays à taux de croissance élevé (plus de 5% par an) et le tableau 12 pour le groupe des pays à taux de croissance faible (moins de 5% par an).
Dans le cas général, la variable "croissance" a la significatité hautement élevée dans toutes les sept équations de régression, le coefficient de cette variable varie de -0,37 à -0,53, c'est à dire très différent à zéro. Les coefficients R2 variant de 0,498 à 0,547 sont au niveau satisfait pour une analyse transversale. Donc comme dans le cas des pays individuels, on trouve une relation négative entre l'inflation et la croissance au sens que la croissance économique a une influence positive sur la désinflation. Une augmentation du taux de croissance de 1% provoquera une baisse du taux d'inflation de l'ordre de 0,4 à 0,5%.
Cependant, pour le cas des pays à taux de croissance élevé, on trouve que la variable "croissance" ne contribue pas à expliquer les variations du taux d'inflation parce que d'une part, les t-student indiquent que ses coefficients ne sont pas significatifs, et d'autre part, la valeur de ces coefficients est très faible. Dans le cas de l'équation 2, bien que la variable "croissance" soit significative (de façon faible), plusieurs autres variables comme le salaire, l'offre monétaire et le taux de change ne sont pas significatives, donc elle n'est pas acceptable. Au contraire, dans toutes les équations, les variables "prix importation en devises", "croissance monétaire retardée d'un an", "taux de change" et "prix retardé" jouent le rôle important dans l'explication des variations de l'inflation.
Pour le cas des pays à taux de croissance économique faible, la variable "croissance" est très significative dans l'explication de l'inflation. Les coefficients de cette variable sont stables à travers les équations. Les coefficients de détermination ajustés R2 sont satisfaits. L'équations 3 est la meilleure. Ainsi, pour ce groupe pays, la hausse du taux de croissance économique a un rôle important dans la désinflation, cette conclusion est conforme à la réalité car le taux de croissance de plus de 5% réduira des déséquilibres dans le marché de bien de consommation, donc réduira des tensions inflationnistes. Si ces pays peuvent accroître leur taux de croissance économique de 4% à 8%, leur taux d'inflation peut chuter de 9% par an à 6,5% selon la prévision du modèle.
En bref, les études de panel montrent que dans le cas des pays asiatiques en développement, la croissance économique a une influence positive sur la désinflation, mais cela résulte du cas des pays à taux de croissance faible (moins de 5%/an). Pour les pays à taux de croissance élevé (plus de 5%/an), cette relation n'existe pas.
Conclusion
Les théories macro-économiques et les expériences empiriques mondiales ne donnent pas l'évidence sur la relation positive ou négative entre le taux de croissance économique et celui de l'inflation. Dans le cas des pays asiatiques en développement, les expériences prouvent que la croissance ne peut être considérée de façon simple et mécanique comme la cause de l'inflation puisque aucune correspondance directe entre ces deux phénomènes n'a pu être détectée, ni dans l'espace, ni dans le temps. D'autre part, l'inflation ou la hausse des prix ne peut elle-même être considérée comme systématiquement génératrice de croissance.
En fait, les résultats économétriques des modèles linéaires directs, simples et de l'analyse causale de Granger montrent que les variations des taux de croissance ne contribuent pas à expliquer les mouvements des taux d'inflation et il n'y a pas une relation directe et fiable entre ces taux, par conséquent, si il existe une relation entre les deux phénomènes, il faut davantage la rechercher dans des relations plus complexes.
D'après les modèles plus complexes, modèles multivariables d'explication de l'inflation, la croissance économique a une influence positive sur la désinflation, mais cela résulte du cas des pays à taux de croissance faible (moins de 5%/an). Pour les pays à taux de croissance élevé (plus de 5%/an), cette relation n'existe pas.
Ainsi, les expériences des pays asiatiques avec le taux de croissance élevé et celui d'inflation faible et modéré, prouvent également que l'on peut maintenir à long terme une conciliation entre les objectifs macro-économiques comme assurer à la fois la stabilité du prix et la forte croissance des activités économiques, c'est à dire les policy-makers ne devraient pas avoir peur de l'explosion incontrôlable de l'inflation durant la réalisation d'une politique de la croissance économique rapide. La politique de stabilisation économique, largement suivie depuis la fin des années 1970 devrait être radicalement remplacée par la politique de croissance.
Pour l'étude future, nous avons l'intention d'améliorer le modèle multivariables en y ajoutant une équation de l'explication de la croissance dont l'une des variables explicatives est l'inflation. Ce nouveau modèle à deux équations simultanées reflètera mieux la relation causale entre les phénomènes de croissance et d'inflation. En outre, on peut ajouter la variable de l'instabilité du taux de croissance économique dans l'équation d'inflation.
Plan de présentation du rapport:
La relation croissance économique - inflation
1- A travers les théories macroéconomiques principales
2- Dans les études empiriques générales
3- Dans le cas des pays en développement asiatiques
Cinq théories principales:
Théorie classique | Théorie néo classique | Théorie keynésienne | Théorie néo keynésienne | Théorie monétariste | |
Formule | P=M.V/T (Fischer) M=P.k.Y (Pigou) ( avec M endogène) | P=Mo/(k.Y) M: exogène |  dY/dN décroissant | - Courbe Philips - Loi d'OKUN - L'inflation par coût, demande et surchauffre | Long terme: La courbe Philip devient une droite verticale |
Court terme | Non | Non | Non ou faiblement positive | Positive | Non ou faiblement positive |
Long terme | Négative | Négative | Positive | Positive | Non |
Direction de causalité | Croissance à l'inflation | Croissance à l'inflation | Croissance à l'inflation | Croissance à l'inflation | Croissance à l'inflation |
La realtion croissance - inflation dans le monde:
Taux d'inflation | Pour les pays développés | Taux d'inflation | Pour les pays en développement |
Taux d'inflation faible (moins de 6%) | Positive | Taux d'inflation faible ou modéré (moins de 10-20%) | Non |
Taux d'inflation modéré (plus de 6%) | Négative | Taux d'inflation élevé (plus de 20%) | Négative |
LES METHODES :
1. Modèle linéaire simple :
p = a * g + c + u (1)
avec p : Le taux d'inflation annuel (%);
g : Le taux de croissance économique annuel PIB, (%);
Base théorique : - La courbe de Philips
- La loi d'OKUN
2. Analyse de causalité de Granger
3. Modèle multivariables explicatives :
p = p (g, l, D, w, p*, m, m-1, e, 
)
)Base théorique:
- Les causes inflationnistes keynésiennes, néo-keynésiennes
- Les causes inflationnistes classiques, néo-classiques
p = p(D, g)
- Les causes inflationnistes structuralistes simplifiées
p = p(g, l, p*, e, m-1)
LES RESULTATS:
1. Modèle linéaire simple : Pas de relation directe et faible
(Les coefficents a positif dans 10 cas, négatif dans 9 cas)
2. Analyse de causalité de Granger : Pas de relation fiable
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