Quel crédit accorder à la « nouvelle économie » américaine ?

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Depuis 1991, les États-Unis ont connu une croissance forte et surtout durable, dans un contexte d'inflation maîtrisée. À partir de 1996, et jusqu'à la fin 1999, cette performance d'ensemble est devenue exceptionnelle : le PIB a progressé à un rythme annuel supérieur à 4 %, les prix ont décéléré, et les gains de productivité du travail ont été élevés. De façon schématique, trois types d'interprétation du cycle d'expansion actuel peuvent être avancés. Suivant le premier d'entre eux, les États-Unis auraient simplement bénéficié de politiques économiques (un policy-mix) performantes, mais aussi d'une combinaison d'éléments circonstanciels, dont certains, comme l'envolée boursière, auraient favorisé une dynamique d'endettement intérieur et extérieur difficilement soutenable. Les deux autres types d'interprétation possibles renvoient à l'émergence d'une nouvelle économie. Dans sa version la plus favorable, celle-ci serait caractérisée par une hausse permanente du taux de croissance potentiel, rendue possible par l'impact de l'essor des nouvelles technologies de l'information (NTI) sur les rythmes d'accumulation du capital et du progrès technique. Dans sa version la moins favorable, la nouvelle économie serait marquée par une hausse transitoire du taux de croissance potentiel, qui proviendrait d'une utilisation plus large et plus efficace des facteurs de production, grâce notamment aux réformes intervenues sur les marchés du travail et des biens. En fait, les facteurs temporaires que sont l'appréciation du dollar ou encore la baisse des cours mondiaux des matières premières ne suffisent pas à expliquer les succès rencontrés par l'économie américaine. Au-delà, il semble bien que le niveau de la production potentielle ait augmenté, par le biais notamment d'une baisse du chômage structurel. En outre, l'apparition de gains permanents dans le rythme d'accumulation du progrès technique paraît aujourd'hui probable. Cette évolution semble devoir être rapprochée de ...
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n° 339-340 - Inter duval 04/05/2001 13:23 Page 15
INTERNATIONAL
Quel crédit accorder
à la « nouvelle économie »
américaine ?
Romain Duval*
Depuis 1991, les États-Unis ont connu une croissance forte et surtout durable,
dans un contexte d’inflation maîtrisée. À partir de 1996, et jusqu’à la fin
1999, cette performance d’ensemble est devenue exceptionnelle : le PIB a pro-
gressé à un rythme annuel supérieur à 4 %, les prix ont décéléré, et les gains
de productivité du travail ont été élevés.
De façon schématique, trois types d’interprétation de ce cycle d’expansion
peuvent être avancés. Suivant le premier d’entre eux, les États-Unis auraient
simplement bénéficié de politiques économiques (un policy-mix) perfor-
mantes, mais aussi d’une combinaison d’éléments circonstanciels, dont cer-
tains, comme l’envolée boursière, auraient favorisé une dynamique d’endette-
ment intérieur et extérieur difficilement soutenable. Les deux autres types
d’interprétation possibles renvoient à l’émergence d’une nouvelle économie.
Dans sa version la plus favorable, celle-ci serait caractérisée par une hausse
permanente du taux de croissance potentiel, rendue possible par l’impact de
l’essor des nouvelles technologies de l’information (NTI) sur les rythmes
d’accumulation du capital et du progrès technique. Dans sa version la moins
favorable, la nouvelle économie serait marquée par une hausse transitoire du
taux de croissance potentiel, qui proviendrait d’une utilisation plus large et
plus efficace des facteurs de production, grâce notamment aux réformes inter-
venues sur les marchés du travail et des biens.
En fait, les facteurs temporaires que sont l’appréciation du dollar ou encore la
baisse des cours mondiaux des matières premières ne suffisent pas à expliquer
les succès rencontrés par l’économie américaine. Au-delà, il semble bien que
le niveau de la production potentielle ait augmenté, par le biais notamment
d’une baisse du chômage structurel.
En outre, l’apparition de gains permanents dans le rythme d’accumulation du
progrès technique paraît aujourd’hui probable. Cette évolution semble devoir
être rapprochée de l’accumulation massive de capital en matériel informa-
tique, mais aussi de l’accélération du progrès technique dans les secteurs pro-
ducteurs de ce type de matériel.
* Romain Duval appartient à la direction de la Prévision et au TEAM-CNRS (Université Paris-I-Panthéon-Sorbonne).
Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article.
15ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 339-340, 2000 - 9/10n° 339 - 340 - Annexes 1 à 3 04/05/2001 13:29 Page 35
ANNEXE 1
COMPARAISON DES REPRISES DE 1982 ET 1991 AUX ÉTATS-UNIS
Produit intérieur brut Consommation privée
150 150 150 150
140 140 140 140
130 130 130 130
120 120 120 120
110 110 110 110
100 100 100 100
90 90 90 90
0 4 8 12 16 20 24 28 32 36 0 4 8 12 16 20 24 28 32 36
reprise de 1982 reprise de 1991 reprise de 1982 reprise de 1991
Consommation publique Investissement en équipement
140 140 300 300
130 130 260 260
120 120 220 220
110 110 180 180
100 100 140 140
90 90 100 100
0 4 8 12 16 20 24 28 32 36 0 4 8 12 16 20 24 28 32 36
reprise de 1982 reprise de 1991 reprise de 1982 reprise de 1991
Investissement en construction Exportations
150 150 240 240
140 140
200 200
130 130
120 120 160 160
110 110
120 120
100 100
90 90 80 80
0 4 8 12 16 20 24 28 32 36 0 4 8 12 16 20 24 28 32 36
reprise de 1982 reprise de 1991 reprise de 1982 reprise de 1991
Importations Emploi salarié
280 280 125 125
120 120240 240
115 115
200 200
110 110
160 160
105 105
120 120 100 100
80 80 95 95
0 4 8 12 16 20 24 28 32 36 0 4 8 12 16 20 24 28 32 36
reprise de 1982 reprise de 1991 reprise de 1982 reprise de 1991
Taux d'épargne des ménages Taux de change effectif réel
12 12 120 120
10 10
110 110
8 8
6 6 100 100
4 4
90 90
2 2
0 0 80 80
0 4 8 12 16 20 24 28 32 36 0 4 8 12 16 20 24 28 32 36
reprise de 1982 reprise de 1991 reprise de 1982 reprise de 1991
Capacité de financement structurelle desTaux d'intérêt réel à 3 mois
7 7 APU
2 %6 6
5 5 0 %
4 4
-2 %3 3
2 2
-4 %
1 1
-6 %0 0
0 4 8 1216 202428 3236 0123456789
reprise de 1982 reprise de 1991 reprise de 1982 reprise de 1991
Lecture : les données sont en base 100 =1982T3 ou 1991T1 (sauf pour le taux d’épargne, les taux d’intérêt et le besoin de financement
des APU). L’axe des abscisses indique le nombre de trimestres (d’années dans le cas du besoin de financement des APU) écoulés
depuis le dernier creux de cycle observé.
Sources : Bureau of Economic Analysis, Bureau of Labor Statistics, Federal Reserve, calculs de l’auteur.
o 35ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N 339-340, 2000 - 9/10n° 339 - 340 - Annexes 1 à 3 04/05/2001 13:29 Page 36
ANNEXE 2
ESTIMATION D’UNE COURBE DE PHILLIPS SOUS FORME RÉDUITE
On se propose d’estimer une forme réduite de la courbe de Phillips avec chocs d’offre, sous la forme :
P = A(L)*P - α*(U –U ) - B(L)*Zt-1 N t
où A(L) est un polynôme retard dont la somme des coefficients est égale à 1 (hypothèse d’indexation unitaire, qui sous-
tend l’existence d’un NAIRU), P l’indice des prix à la consommation (en logarithme), U est le taux de chômage, U le NAIRU,N
B(L) un autre polynôme retard, et Z une variable représentative des chocs d’offre.t
Cette relation peut être réécrite sous la forme :
P = A(L)*P - *U - B(L)*Z + * Ut-1 t N
Cette équation est estimée par les moindres carrés non linéaires sur la période 1975T1-2000T1, en supposant un
NAIRU constant. La constante α*U est estimée sous la forme d’un produit de deux coefficients, dont le premier estN
contraint égal à α, coefficient estimé du taux de chômage : cette méthode est strictement équivalente à une régression
avec une simple constante estimée librement, mais elle permet de lire directement le niveau du NAIRU sous-jacent à
l’estimation. Par ailleurs, l’hypothèse d’indexation unitaire n’est pas rejetée par un test de Wald au seuil de 5 %.
L’estimation finale est la suivante :
P = 0,42*P + 0,31*P + 0,27*P - 0,1*U + 0,12* Z + 0,1*6,7-1 -3 -6 t
(6,1) (3,9) (contraint) (-3,3) (5,9) (3,3) (16,6)
2R = 0,85 DW = 1,9
Avec :
- P = Indice des prix à la consommation en logarithme (1) (Source : Bureau of Labor Statistics) ;
- U = Taux de chômage (Source : Bureau of Labor Statistics) ;
- Z = Taux de croissance trimestriel du prix réel des importations, égal à la différence entre le taux de croissance dut
déflateur des importations et celui du déflateur du PIB (Source : Bureau of Economic Analysis). Cette variable intègre
donc à la fois les effets des variations du dollar et ceux de l’évolution des cours mondiaux des matières premières.
Il ressort de cette équation un niveau plutôt élevé du NAIRU sur la période : 6,7 %, alors que la majorité des
économistes l’estimaient jusqu’au début des années 90 à un peu plus de 6 %.
Afin de déterminer si et à quel moment le NAIRU a diminué au cours des quinze dernières années, on effectue une simu-
lation dynamique de l’équation à partir de 1985T1, jusqu’en 2000T1 (cf. graphique A).
L’équation surestime régulièrement l’inflation à partir de la mi-1992, mais la divergence devient surtout frappante à partir
de la fin 1997. Dans la mesure où l’estimation intègre l’impact des chocs d’offre, il apparaît clairement que ceux-ci ne
sauraient expliquer à eux seuls le mouvement de désinflation observé entre la fin 1997 et la fin 1998. Ils expliquent
toutefois pourquoi l’équation ne prévoyait pas d’accélération de l’inflation au cours de cette période, en dépit d’un taux
de chômage constamment très inférieur au NAIRU estimé. Au vu de cette simulation, il semble donc bien qu’il se soit
produit une diminution du taux de chômage structurel au cours des années 90.
En théorie, il se pourrait toutefois que la sous-estimation récente de l’inflation soit davantage liée à un changement dans
la dynamique de l’équation (modification des coefficients autres que celui du NAIRU, qui refléterait une évolution
des modes d’indexation des salaires sur les prix, ou encore de la sensibilité de l’économie aux chocs d’offre) qu’à une
diminution du NAIRU lui-même.
Afin d’écarter cette possibilité, on effectue des estimations récursives de l’équation: on l’estime sur chacune
des périodes 1975T1–1985T1, 1975T1-1985T2, ... 1975T1-1999T4,1975T1-2000T1. Pour chacune de ces estimations,
on obtient un coefficient du NAIRU. La série ainsi obtenue montre que le NAIRU aurait continûment baissé au cours
de la période (cf. graphique B).
Il est parfois avancé que la forte diminution de la part des jeunes (16-24 ans) dans la population active – elle est passée
de 24 % en 1980 à 16 % aujourd’hui – a largement contribué à la baisse du taux de chômage structurel. Cette catégorie
de population présente en moyenne un taux de chômage très supérieur à la moyenne nationale, en raison notamment
de changements d’emplois plus fréquents, entrecoupés de périodes d’inactivité. De fait, sur la période 1985-1999, le taux
de chômage corrigé de l’effet des changements démographiques a diminué d’un demi point de moins que le taux
de chômage observé (cf. graphique C).
1. Les conclusions que l’on dégagera – en particulier la surestimation de l’inflation par l’équation sur la période récente – ne sont
pas tributaires de la série statistique retenue. En effet, un travail mené à partir du déflateur de la consommation privée aboutit à des
résultats identiques.
o36 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N 339-340, 2000 - 9/ 10n° 339 - 340 - Annexes 1 à 3 04/05/2001 13:29 Page 37
ANNEXE 2 (suite)
En réalité, les changements démographiques ne permettent pas, loin s’en faut, d’expliquer entièrement la désinflation
récente et donc la baisse du NAIRU. Ce constat ressort de la simulation dynamique d’une équation du même type que
la précédente, dans laquelle on remplace le taux de chômage observé par celui qui prévaudrait à démographie
constante (cf. graphique D). La surestimation de l’inflation est à la fois plus récente – depuis le début 1998 seulement –
et moindre que précédemment. Elle reste néanmoins conséquente : à titre d’exemple, le taux d’inflation prévu par
la simulation dynamique est de + 5,0 % en glissement annuel en 2000T1 (+ 5,7 % selon l’équation à taux de chômage
observé), contre + 3,2 % observé.
Graphique A
Simulation dynamique de l’équation de Phillips à partir de 1985 :1*
Glissement annuel des prix en %
7,0
6,0
5,0
Simulé
4,0
3,0
2,0
Observé
1,0
Années
*Par souci de lisibilité, la simulation est présentée en glissement annuel.
Source : calculs de l’auteur.
Graphique B
Estimations récursives de l’équation de Phillips : coefficient du NAIRU
En %
7,6
7,4
7,2
7,0
6,8
6,6
Années
Source : calculs de l’auteur.
o 37ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N 339-340, 2000 - 9/ 10
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000n° 339 - 340 - Annexes 1 à 3 04/05/2001 13:29 Page 38
ANNEXE 2 (fin)
Graphique C
Taux de chômage observé et taux de chômage à démographie inchangée depuis 1975
En % de la population active
11 11
10 10
Taux de chômage à démographie constante
9 9
8 8
7 7
6 6
5 5
Taux de chômage observé
4 4
75 77 79 81 83 85 87 89 91 93 95 97 99 Années
Lecture : le taux de chômage corrigé des évolutions démographiques est calculé comme une moyenne pondérée des taux de chômage
des 16-24 ans et des plus de 24 ans, les pondérations étant fixées aux niveaux observés en 1975T1
Source : calculs de l’auteur à partir des données publiées par le Bureau of Labor Statistics.
Graphique D
Simulation dynamique de l’équation à démographie constante à partir de 1985 :1*
Glissement annuel des prix en %
7,0
6,0
5,0
Simulé
4,0
3,0
2,0
Observé
1,0
Années
*Par souci de lisibilité, la simulation est présentée en glissement annuel.
Source : calculs de l’auteur.
o38 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N 339-340, 2000 - 9/10
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
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ANNEXE 3
ESTIMATION D’UNE ÉQUATION DE FORMATION DES SALAIRES
Afin d’examiner l’hypothèse d’une rupture dans le comportement des salaires au cours des années 90, on estime une
équation de formation des salaires simple, de type Phillips, où le taux de croissance des salaires dépend de l’inflation
passée (anticipations adaptatives), du taux de chômage et des gains de productivité. La meilleure équation estimée sur
données trimestrielles, sur la période 1975T1–2000T1, est la suivante (1) (entre parenthèses figurent les t de Student) :
W = 0,33*W + 0,27*W + 0,27*W + 0,13*P - 0,035*U - 0,25*dU + 0,07* + 0,2-1 -2 -3 -3
(3,5) (2,9) (2,9) (contraint) (-2,4) (-3,1) (2,0) (1,7)
2R = 0,90 DW = 1,95
Avec :
- W le taux de salaire horaire brut dans le secteur privé (en logarithme) ;
- P l’indice des prix à la consommation (en logarithme) ;
- U le taux de chômage, dU la variation du taux de chômage ;
- la productivité du travail (rapport du PIB en volume à l’emploi total, en logarithme).
Trois types d’investigations peuvent être menés afin de déterminer s’il s’est produit une rupture dans le comportement
des salaires au cours des années 90.
Les estimations récursives
On estime par exemple l’équation sur toutes les périodes 1975T1–1988T1, 1975T1-1988T2, 1975T1–1988T3, ... ,
1975T1–1999T2. Chacune des estimations fournit des valeurs différentes pour chaque coefficient, que l’on peut ensuite
porter sur un graphique. Il ressort de ce travail que les cœfficients sont très stables, en particulier ceux du niveau et de
la variation du taux de chômage.
Les tests de rupture (tests de Chow)
Aucune rupture n’a pu être détectée, ni au cours des années 80 ni au cours de la période récente. Par exemple, la
probabilité de rejeter à tort l’hypothèse nulle d’absence de rupture en 1991T1 est de 87 %.
La simulation dynamique
On effectue une simulation dynamique de l’équation à partir de 1987T1, jusqu’en 1999T2 (cf. graphique).
Selon cette simulation, il ne semble pas s’être produit de rupture majeure dans le comportement des salaires sur la
période récente. Conformément aux résultats d’autres travaux (2), l’évolution des salaires a été plus modérée que prévu
au cours de la première moitié des années 90. En revanche, entre la mi-1996 et la mi-1998, les salaires ont progressé
plus vite que suggéré par l’économétrie. Après le ralentissement intervenu entre la fin 1998 et la mi-1999, l’inflation
salariale paraît désormais presque « normale » au regard de ses déterminants traditionnels.
1. Cette équation impose l’indexation unitaire des salaires aux prix à long terme, c’est-à-dire que, toutes choses égales par ailleurs,
le taux de croissance des salaires égale celui des prix. Au regard d’un test de restriction (Wald) effectué sur les coefficients librement
estimés, cette hypothèse n’était pas rejetée au seuil de 5 %.
2. Voir par exemple Brinner (1999) ou Lown et Rich.
o 39ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N 339-340, 2000 - 9/10n° 339 - 340 - Annexes 1 à 3 04/05/2001 13:29 Page 40
ANNEXE 3 (suite)
Graphique
Simulation dynamique de l’équation de salaire à partir de 1987 :1*
Glissement annuel en %
5,0
4,5
4,0
Observé
3,5
Simulé
3,0
2,5
2,0
1,5
1,0
1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 Années
*Compte tenu de la forte volatilité des variations trimestrielles des salaires, et par souci de lisibilité, la simulation est présentée en
glissement annuel.
Source : calculs de l’auteur.
o40 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N 339-340, 2000 - 9/10n° 339-340 - Inter duval 04/05/2001 13:23 Page 16
connu au quatrième trimestre 1999 son trente-epuis 1991, les États-Unis ont connu une
cinquième trimestre de hausse ininterrompue,Dcroissance relativement forte et surtout
soit la plus longue phase d’expansion depuisparticulièrement durable, dans un contexte
les années 1960. Elle se distingue aussi par sad’inflation maîtrisée. Au cours des toutes der-
dynamique : la croissance et les gains de pro-nières années, cette performance d’ensemble
ductivité, modérés en début de cycle, ont gagnéest apparue encore plus remarquable : depuis
en ampleur à partir de la mi-1995, tandis qu’ils1996, le PIB a progressé à un rythme annuel
s’étaient progressivement essoufflés au mêmesupérieur à 4 %, les prix ont décéléré, et les
stade du cycle précédent (cf. graphique I). Engains de productivité ont été élevés. Cette
revanche, le cycle des années 90 n’a pas étéperformance a bénéficié d’un essor inégalé
exceptionnellement vigoureux si on le comparedepuis deux décennies de l’investissement.
à celui des années 80, puisqu’il a généré jusqu’àParallèlement, l’envolée des cours boursiers a
présent la même activité (cf. graphique II).soutenu la demande des entreprises et des
ménages, amenant ces derniers à réduire leur
Une autre caractéristique majeure du cycleeffort d’épargne. Ces évolutions se sont accom-
actuel réside dans la réduction continue depagnées d’une montée de certains déséqui-
l’inflation, dans un contexte de baisse du tauxlibres d’ordre macro-économique et financier :
de chômage. En effet, alors que ce dernier estvraisemblable surévaluation boursière, augmen-
passé de 7,5 % à moins de 4,5 % entre 1992 ettation de l’endettement des agents privés
le premier semestre 1999, les prix à la consom-(ménages et entreprises) et du déficit de la
mation ont presque continûment décéléré :
balance des paiements courants, poursuite de
leur taux de croissance a atteint + 2 % à la
la tendance à l’accentuation des inégalités
mi-1999, contre + 3 % en 1992. On considérait
sociales.
pourtant jusqu’à peu qu’un taux de chômage
de 6 % correspondait au niveau en deçà duquel
Un cycle très long et peu inflationniste l’inflation devait augmenter, le NAIRU (Non
Accelerating Inflation Rate of Unemployment).
Comparée aux précédentes (1), et notamment
à celle des années 80, l’expansion des années
1. Des graphiques de comparaison des cycles des années 90
90 se distingue par sa longueur : l’activité a et des années 80 figurent en annexe 1.
Graphique I Graphique II
Productivité du travail (PIB / emploi total) Produit intérieur brut
125 140
120
130
115
120
110
mi-1995 110
105
100100
0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 3602468 1012141618202224262830323436
reprise de 1982 reprise de 1991reprise de 1982 reprise de 1991
Lecture : Les données sont en indice, base 100 = creux de Lecture : cf. graphique I.
chaque cycle (1982T3 et 1991T1), identifiés par le National Sources : Bureau of Economic Analysis, Bureau of Labor Statistics.
Bureau of Economic Analysis (NBER). En abscisse figure le
nombre de trimestres à partir du creux du cycle.
Sources : Bureau of Economic Analysis, Bureau of Labor Statistics.
Graphique IVGraphique III
Part de l’excédent brut d’exploitation Taux d’investissement en équipement en
volume (en pourcentage du PIB, prix de 1996)* dans la valeur ajoutée*
En % En %
3012
10 28
8
26
6
244
2 22
60 65 70 75 80 85 90 95 Années 46 50 54 58 62 66 70 74 78 82 86 90 94 98Années
* Dernière observation en 2000T1.* Dernière observation en 2000T1.
Source : Bureau of Economic Analysis. Lecture : la part de l’exédent brut d’exploitation dans la valeur
ajoutée est calculée sur le champ du secteur marchand (corporate
business).
Source : Bureau of Economic Analysis.
16 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 339-340, 2000 - 9/10n° 339-340 - Inter duval 04/05/2001 13:23 Page 17
L’expansion des années 90 est marquée par La montée de certains déséquilibres
le dynamisme considérable et persistant de
l’investissement des entreprises : au deuxième Parallèlement, les progrès de la désinflation,
trimestre 1999, leur taux d’investissement en des conditions monétaires relativement
équipement (2) est devenu deux fois supérieur accommodantes, la forte croissance des profits
à sa moyenne des années 70 et 80 (cf. gra- des entreprises, ainsi que l’engouement des
phique III). investisseurs pour les entreprises opérant dans
les secteurs de haute technologie, ont favorisé
Une partie de cette vigueur s’explique par un l’envolée des cours boursiers : les cours ont été
contexte macro-économique favorable : depuis multipliés par 4 environ depuis le début de la
le début du cycle, les taux d’intérêt réels à décennie (cf. graphiqueV). Ils paraissent
court et à long terme ont été en moyenne infé- aujourd’hui surévalués au regard des indica-
rieurs de plus de deux points à leur niveau de teurs de valorisation traditionnels: le ratio
la décennie passée ; la croissance des profits cours/profits (price-earnings ratio) et l’écart de
des entreprises a été très forte (+ 10 % par an rentabilité ex ante entre actions et obligations
en termes réels, contre moins de 3 % par an se situent, en effet, respectivement à un plus
lors de la reprise de 1982), grâce à la fois à la haut et à un plus bas niveaux historiques
croissance rapide de la valeur ajoutée et à une (cf. graphique VI).
déformation de son partage en faveur du capital
(cf. graphiqueIV). On reviendra plus avant L’envolée boursière est venue stimuler la
sur ces différents points. demande des ménages, dont le patrimoine
s’est fortement accru et l’effort d’épargne
considérablement réduit. Cette évolution,
Graphique V combinée au fort dynamisme de l’investisse-
Indices boursiers : Standard & Poor’s 500 ment des entreprises, s’est accompagnée d’une
total et Standard & Poor’s haute technologie
chute de plus de 10 points de PIB de la capacité
erBase 100 = 1 trimestre 1991* de financement (3) du secteur privé depuis 1991
1 100
900
Valeurs de haute technologie
700
500 2. Rapport, en %, de l’investissement en équipement au PIB
300 en volume.Indice total
100 3. La capacité de financement se définit comme l’écart entre
l’épargne et l’investissement. Elle peut être analysée à un niveau91 92 93 94 95 96 97 98 99 Années
désagrégé (ménages, entreprises, secteur public), ou plus glo-
bal (nation, soit la réunion des trois types d’agents). Dans ce
* Dernière observation en 2000T1. dernier cas, elle est de manière comptable égale au solde de la
Source : Standard & Poor’s. balance des paiements courants, à un écart statistique près.
Graphique VI
Price earnings ratio de l’indice S&P 500 et écart de rentabilité ex ante entre actions et obligations
à 10 ans*
En %
35 16
Ecart de rentabilité
30 12PER
25
8
20
4
15
010
5 -4
64 66 68 70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 Années
* Dernière observation en 2000T1.
Lecture : la rentabilité des actions est calculée comme le rapport des profits aux cours, soit l’inverse du PER (Price earnings ratio).
Sources : Federal reserve, Standard & Poor’s.
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(cf. graphique VII). Il s’en est suivi une montée compte de l’expansion des 10 dernières
de l’endettement des agents privés, qui atteint années. Il importe donc, dans le débat sur
aujourd’hui le niveau record de 140 % du PIB. l’émergence d’une «nouvelle économie»
outre-atlantique, de déterminer l’importance
Dans le même temps, la capacité de financement relative de ces facteurs dans le dynamisme de
du secteur public s’est accrue de plus de 6 points l’activité et la faiblesse de l’inflation.
de PIB. Cette amélioration n’a cependant pas
permis de contrebalancer la dégradation de la Des politiques économiques inverses
capacité de financement du secteur privé. Le de celles des années 80
solde de la balance courante s’est donc dégradé,
passant d’une situation d’équilibre en 1990 à Suivant une première thèse, l’expansion actuelle
un déficit de presque 3,5 % du PIB en 1999. aurait simplement bénéficié d’un policy-mix
L’endettement américain vis-à-vis du reste du (politiques économiques budgétaire et moné-
monde s’est ainsi considérablement accru au taire) performant et d’un ensemble d’éléments
fil de la décennie 90 : la dette extérieure nette circonstanciels favorables.
représente aujourd’hui 20% du PIB et,
au rythme d’endettement actuel, ce chiffre Les taux d’intérêt réels à court terme ont été
pourrait passer à 30 % dans les 5 ans à venir. constamment plus faibles au cours du cycle
actuel que lors du précédent (cf. graphique VIII).
L’écart a même été considérable – de l’ordre
Plusieurs lectures de 500 points de base (pdb) – en début de
de la performance américaine reprise, la politique très expansionniste menée
sont possibles par le gouverneur de la Fed, Alan Greenspan,
dans la foulée de la crise des caisses d’épargne
a performance exceptionnelle de l’économie contrastant avec celle, très restrictive, mise enLaméricaine s’est accompagnée de succès œuvre par Paul Volcker, son prédécesseur, au
dans la gestion macro-économique, dans la début des années 80.
mise en œuvre des réformes structurelles, ainsi
que d’une montée en puissance des nouvelles Par ailleurs, le dollar s’était apprécié de 30 %
technologies de l’information (NTI), tant du en termes effectifs réels entre le début 80 et
côté de l’offre (développement rapide des le début 1985, atteignant un point haut histo-
secteurs liés aux NTI) que du côté de la rique à cette date, avant de se déprécier pour
demande (hausse de leur part dans l’investis- retrouver au début des années 90 son niveau
sement et la consommation). A priori, chacun de la décennie précédente. Par la suite, il est
de ces éléments est susceptible de rendre resté stable jusqu’au début 1997, avant de
Graphique VII
Capacité de financement du secteur privé, du secteur public, et solde de la balance des paiements
courants*
En % du PIB En % du PIB
6 8
Secteur privé
4 6
2 4
0 2
-2 0
Solde courant
-4 -2
-6 -4
Secteur public
-8 -6
80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 Années
* Dernière observation en 2000T1.
Lecture : sur ce graphique, la capacité de financement du secteur privé n’est pas observée mais déduite, par différence (égalité comptable)
entre le solde de la balance des paiements courants et la capacité de financement du secteur public, tous deux connus.
Sources : Bureau of Economic Analysis, calculs de l’auteur.
18 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 339-340, 2000 - 9/10

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