Dès 1993, Corden classait les politiques du taux de change en deux grandes catégories : celles qui utilisent le taux de change nominal pour lutter contre l’inflation, la stabilisation du niveau général des prix étant considérée comme préalable à toute reprise durable de la croissance, et celles qui ont pour objectif principal la réalisation d’un taux de change d’équilibre, c’est-à-dire un taux de change réel qui, en assurant l’équilibre des comptes extérieurs, permette une croissance durable de l’économie. Dans le premier cas, il s’agit d’une politique d’ancrage nominal par le taux de change dont l’indicateur est l’évolution du taux de change nominal et, dans le second cas, d’une politique flexible, dite « à cible réelle », dont l’indicateur est l’évolution du taux de change réel. Si à long terme l’objectif des stratégies de change est bien de réaliser à la fois la stabilité du taux de change nominal et celle du taux de change réel, à court terme les autorités, lorsqu’elles n’ont pas la maîtrise complète de l’inflation, sont contraintes de composer avec ces deux objectifs qui sont contradictoires.

Que dans les pays à forte inflation une certaine « rigidité » du taux de change nominal puisse être souhaitable est un sujet controversé. En effet, certains économistes considèrent que seuls sont viables les régimes de change extrêmes (corner solutions), soit les caisses d’émission ou même l’usage d’une monnaie étrangère, soit le flottement indépendant (Eichengreen, 1999). Ainsi seraient condamnés les régimes intermédiaires, aussi bien le régime de change fixe conventionnel où, selon la définition du FMI [1], la monnaie est rattachée à une autre devise ou un panier de monnaies avec des marges de fluctuation limitées à 1% autour du cours de référence, que des régimes de change plus souples qui, tout en maintenant un rattachement explicite ou implicite à une devise, autorisent une certaine flexibilité du taux de change nominal. Cette flexibilité provient, soit de marges de fluctuations élargies, soit d’un ajustement fréquent du taux de change de référence, que ce soit d’une manière discrétionnaire ou selon le mécanisme de la tablita, les dévaluations étant alors programmées à l’avance à un rythme inférieur à celui connu dans le passé.

Compte tenu de la diversité des régimes de change « intermédiaires », si l’on veut tenter d’estimer la contribution d’un ancrage nominal par le taux de change à la désinflation, on ne peut se contenter de classer de manière dichotomique les politiques entre politiques d’ancrage total et politiques de cible réelle exclusive et d’introduire dans une analyse explicative de l’inflation une variable muette prenant la valeur un ou zéro selon le type de politique adoptée. C’est pourquoi, dans l’article qui suit, nous tentons de définir un indicateur qui permette de mesurer le degré selon lequel la politique de change intègre l’objectif d’ancrage nominal, puis nous testons la pertinence de cet indicateur dans le cas de la Pologne.

Nous avons choisi, pour juger du caractère opérationnel de l’indicateur, de l’appliquer à la Pologne au cours de la dernière décennie, c’est-à-dire depuis la transition vers l’économie de marché. En effet ce pays a fait l’expérience de multiples régimes de change : rattachement strict au dollar, rattachement à un panier de monnaies, système de tablita combiné avec des fluctuations autour du taux défini, à l’intérieur de marges progressivement élargies (cf. tableau 1). La politique du taux dechange adoptéepar la Pologne comporte, à l’évidence, une composante d’ancrage nominal. Elle a été accompagnée d’un contrôle des changes sur les mouvements de capitaux et les opérations courantes autres que commerciales, ce qui a conféré aux autorités monétaires une certaine maîtrise du taux de change nominal. Simultanément, l’importance et la fréquence des dévaluations du zloty au cours de la dernière décennie démontrent que la politique de change ne pouvait faire abstraction du problème de la compétitivité de l’économie.

Tableau 1
les régimes de change en Pologne (1989-1999)

On peut constater sur le graphique 1 l’importance de la dépréciation du zloty par rapport au dollar (dont la valeur en zlotys est multipliée par plus de trois entre 1990 et 1998), tandis que le taux de change réel (à l’égard du dollar) connaît de nettes fluctuations autour d’une tendance à l’appréciation [2]. Cette politique a remporté un succès indéniable, tant en termes de maîtrise de l’inflation et de retour à l’équilibre extérieur que de croissance économique. C’est ainsi que la Pologne, qui avait connu durant la période de libéralisation de ses prix une très forte inflation [3] (640 % en 1989 puis 226 % en 1990), est parvenue à la réduire assez rapidement les années suivantes (60 % en 1991,44 % en 1992), plus lentement par la suite pour la ramener à 8 % en 1998 (cf. graphique 2). La balance globale des paiements fortement déficitaire en 1990-1991 a connu un rétablissement spectaculaire à partir de 1994. Cependant la balance commerciale et la balance courante, après s’être améliorées dans la première moitié de la décennie, se sont sensiblement dégradées depuis 1995. Simultanément, après une récession consécutive à son passage brutal à l’économie de marché (« la thérapie de choc »), la Pologne a renoué rapidement (dès 1992) avec la croissance économique, de telle sorte que le PIB a crû en moyenne de 5,6 % par an entre 1994 et 1999 (cf. graphique 2).

L’adoption d’une politique mixte d’ancrage se justifiait en Pologne, d’une part, en raison de l’hyperinflation consécutive à la libéralisation brutale de l’économie, d’autre part en vue de son entrée dans l’Union Européenne qui impliquait un choix clair et crédible en faveur de la stabilité monétaire, mais aussi une croissance économique plus rapide que la moyenne européenne propre à la convergence des produits par tête. Il paraît donc particulièrement intéressant de pouvoir mesurer le caractère intermédiaire de la politique de change de la Pologne et d’estimer la contribution de l’ancrage à la maîtrise de l’inflation ainsi que son coût éventuel en termes de croissance économique.

La première partie est consacrée à l’exposé des problèmes méthodologiques que posent la définition et le calcul de l’indicateur d’ancrage, tandis que la deuxième partie présente l’application de cet indicateur à la Pologne. La dernière partie conclut.

Il est possible aussi que pour renforcer la confiance du public dans l’ancrage, l’autorité monétaire suscite par des interventions sur le marché des changes une appréciation nominale de la monnaie ou la laisse s’apprécier face à des entrées de capitaux. Une telle politique est nécessairement transitoire. En Pologne il est arrivé effectivement que le cours du dollar en zlotys connaisse de courtes baisses.

Ainsi la politique d’ancrage nominal total peut être caractérisée par un taux de variation du taux de change nominal ( )gTCN nul ou, si l’on tient compte de l’existence d’une bande de fluctuations sur le marché des changes, par un taux de variation du taux de change nominal peu différent de zéro.

Soit : gTCN ≈ 0

La politique decible réelle exclusive devrait, en toute rigueur théorique, être définie par rapport au taux de change réel considéré comme le taux d’équilibre par l’autorité monétaire, c’est-à-dire le taux de change permettant d’assurer simultanément la croissance de l’économie et un équilibre de longue période de la balance des paiements. La politique de cible réelle correspondrait alors à une variation du taux de change réel le ramenant vers le taux d’équilibre. Mais le calcul du taux de change réel d’équilibre est soumis à une marge d’incertitude importante de telle sorte qu’on ne peut connaître a priori la cible de long terme choisie par l’autorité monétaire. Il semble acceptable, dans ces conditions, de définir, de façon simple, la politique de cible réelle comme celle qui vise à stabiliser ou à déprécier le taux de change réel. Certes on sait qu’à moyen terme la croissance économique s’accompagne d’une appréciation réelle de la monnaie (effet Balassa). Mais il s’agit ici de définir un indicateur d’ancrage qui permette d’évaluer la contribution de la politique de change à la lutte contre l’inflation dans des pays en développement ou en transition vers l’économie de marché, faisant face à un déficit de leur balance courante et soucieux de s’intégrer (par une croissance de leurs exportations) au marché mondial. Telle semble bien être la situation de la Pologne (OCDE, 1997). Si le secteur privé manufacturier a connu une croissance rapide de la productivité des facteurs, la situation très difficile des entreprises publiques, conduites à des licenciements massifs, suggère que l’appréciation réelle de la monnaie n’était pas un objectif de la politique de change, mais plutôt une contrainte de la politique de désinflation.

Le taux de change réel, étant considéré ici comme un indicateur de la compétitivité par les prix de l’économie vis- à-vis de l’extérieur, doit refléter l’évolution relative des coûts de production. L’indicateur le plus généralement disponible et utilisé pour les pays en développement est constitué par le rapport des indices de prix à la consommation à l’étranger ( ) * Pc et dans le pays considéré (Pc) exprimés dans une même unité monétaire, soit :

avec TCN le taux de change en termes d’unités monétaires nationales (c’est-à-dire coté à l’incertain).

La politique de cible réelle s’exprime de la manière suivante :

gTCR ≥ 0

La politique de change mixte ou d’ancrage partiel peut alors être définie comme la situation intermédiaire entre une politique d’ancrage total et une politique de cible réelle, celle où le taux de change nominal est déprécié (contrairement à la politique d’ancrage nominal) et où néanmoins le taux de change réel s’apprécie (contrairement à la politique de cible réelle). Dans cette situation, afin d’éviter une trop forte appréciation réelle de la mon naie nationale et don c une perte de compétitivité, l’autorité monétaire renonce partiellement à son objectif de stabilité du taux de change nominal. Simultanément, pour éviter une spirale inflationniste, l’autorité monétaire renonce partiellement à son objectif de stabilité du taux de change réel et accepte donc une certaine appréciation réelle.

Les trois politiques ainsi définies ne prennent pas en comp te la s ituatio n où une politique macroéconomique (budgétaire et monétaire) stricte contient la hausse des prix intérieurs àun taux égal ou même inférieur à l’inflation étrangère, de telle sorte qu’elle permet d’obtenir simultanément une stabilité du taux de change nominal et une stabilité ou même une dépréciation du taux de change réel. En effet, dans ce cas la question de la contribution de la politique d’ancrage par le taux de change à la désinflation perd de sa pertinence.

Ces trois types de politique peuvent être représentés sur un graphique où l’on indique en abscisse le taux de variation du taux de change nominal et en ordonnée le taux de variation du taux de change réel (cf. graphique 3).

La politique d’ancrage nominal total correspond à une étroite bande le long de l’ordonnée dans la partie basse du graphique (zone I), la politique de cible réelle exclusive est représentée par la zone II. L’expérience montre que lorsqu’un État pratique une politique de dépréciation du taux de change nominal avec un objectif de cible réelle, la dépréciation réelle est généralement inférieure à la dépréciation nominale, donc la zone utile se situe principalement au-dessous de la bissectrice. Toutefois, lorsque la dépréciation nominale est faible, il est possible qu’une politique monétaire restrictive parvienne à limiter l’inflation au point que la dépréciation réelle du taux de change soit supérieure à la dépréciation nominale : ainsi la zone II s’étend au-dessus de la bissectrice pour une faible dépréciation nominale. D’autre part, la proportion dans laquelle la dépréciation nominale se traduit en dépréciation réelle (ce que l’on appelle l’effectivité de la dévaluation) tend à diminuer avec l’ampleur de la dépréciation nominale. À la limite, lorsqu’un pays en inflation chronique pratique une politique de crawling peg, en indexant son taux de change sur l’inflation intérieure, le taux de change réel demeure stable. C’est pourquoi la zone de politique de cible réelle peut être représentée par une courbeen cloche.

Quant à la politique de change mixte (zone III), elle perd son efficacité en termes de lutte contre l’inflation si la dépréciation nominale devient trop rapide et elle est insoutenable si l’appréciation réelle est trop forte. L’autorité monétaire est donc logiquement amenée à un arbitrage entre les deux inconvénients pour ne pas dépasser une perte d’utilité donnée, ce qui conduit à représenter une zone triangulaire, ou mieux une zone dont la frontière est concave puisque l’on peut supposer que les pertes d’utilité associées à une accélération de l’inflation ou à une appréciation réelle sont croissantes avec celles-ci.

soit :

Il convient toutefois de donner deux précisions qui découlent de la définition adoptée pour l’ancrage nominal total et pour la cible réelle exclusive. Les variations du taux de change nominal qui demeurent à l’intérieur des marges étroites qui définissent le régime de change fixe conventionnel sont assimilées à des variations nulles, de même que les éventuelles appréciations nominales. D’autre part, comme la stabilité et la dépréciation réelle de la monnaie ont servi indifféremment à définir la politique de cible réelle exclusive, elles doivent être traitées de la même façon, soit gTCR = 0, alors que, si le taux de change réel se déprécie, ( )gTCR a une valeur non nulle.

On voit aisément que, si l’on a affaire à une politique d’ancrage total, gTCN = 0 et gTCR > 0 donc IAC = 1 et, si l’on a affaire à une politique de cible réelle, gTCR = 0 et gTCN 0 donc IAC = 0. Dans le cas d’une politique mixte, l’indicateur est d’autant plus proche de 1 (politique d’ancrage nominal total) que la dépréciation nominale est faible et l’appréciation réelle forte, et d’autant plus proche de 0 (politique de cible réelle exclusive) que la dépréciation nominale est forte et l’appréciation réelle faible. Une valeur de 0,5 de l’indicateur d’ancrage correspond à deux valeurs absolues des variations nominale et réelle égales, donc à une situatio n où la dépréciatio n no minale et l’appréciation réelle sont de même ampleur (c’est-à-dire que la dépréciation nominale compense la moitié du différentiel d’inflation avec le pays de référence).

L’indicateur d’ancrage peut être, selon la disponibilité des données, calculé à différentes fréquences. Mais, pour bien voir les inflexions de la politique de change, une fréquence au moins trimestrielle paraît nécessaire. Ainsi, l’indicateur sera calculé pour chaque fin de trimestre, à partir des taux de variation annuelle des taux de change (nominal et réel) calculés en glissement trimestre après trimestre.

Il est possible, et sans doute souhaitable, lorsqu’on veut étudier à partir d’une analyse économétrique l’impact de l’ancrage par le taux de change, de corriger l’indicateur précédemment défini pour tenir compte de la confiance potentielle attribuée à cette politique. Pour ce faire, on peut par exemple corriger l’indicateur brut (IAC) en le multipliant par (1+gTCR) [6]. Comme (gTCR) est négatif en cas d’appréciation réelle de la monnaie, ce facteur est inférieur à 1 et l’indicateur ajusté (IACA) se rapproche de 0, ce qui est conforme à l’idée énoncée plus haut selon laquelle l’efficacité d’une politique d’ancrage donnée (totale ou partielle) est d’autant plus faible que celle-ci conduit à une appréciation réelle forte. Soit l’indicateur d’ancrage ajusté de la crédibilité : IACA IAC gTCR= +( )1

Le choix d’ajuster l’indicateur en fonction de la variation du taux de change réel est évidemment arbitraire, le coefficient de correction pouvant être aussi bien une fraction ou un multiple (ou n’importe quelle fonction monotone croissante) de cette variation. Mais ce qui nous intéresse ici est l’évolution relative des deux indicateurs, brut et ajusté par la crédibilité potentielle.

La prédominance de la politique mixte entre 1991 et 1996 montre bien l’arbitrage effectué entre désinflation et compétitivité par les autorités monétaires polonaises sur cette période. De plus, les variations observées dans la bande [0-1] révèlent que le poids accordé à chaque objectif a évolué, ce qui confirme l’intérêt d’une mesure continue de cet arbitrage entre les deux politiques « polaires », au lieu de simplement créer une troisième catégorie, la politique mixte, intercalée entre ancrage nominal et cible réelle.

et le taux d’inflation ( )Ï€ est une moyenne arithmétique pondérée du taux de variation des prix dans les deux secteurs, concurrencé et non concurrencé par le commerce extérieur (Ï€_NT et Ï€_T ), soit :

L’indice des prix des biens échangeables ( )P_T est considéré comme exogène. Il dépend, en l’absence d’administration de ces prix et de modification de la politique commerciale extérieure, de l’évolution des prix à l’étranger ( ) * P exprimés en monnaie nationale, soit :

où (TCEN) est letaux de change effectifnominal [10].

Et le taux de variation des prix des biens échangeables est égal à :

où( ) * Ï€ est l’inflation mondiale (ou plus précisément l’inflation moyenne des partenaires commerciaux) et ( )gTCEN le taux de variation du taux de change effectif nominal, qui exerce donc un impact direct sur le niveau général des prix.

La hausse des prix des biens non échangeables internationalement ( )P_NT découle quant à elle uniquement des conditions d’équilibre sur le marché intérieur de ces biens. On suppose que la demande réelle de biens non échangeables ( )Y_NT^D est une fonction croissante du prix relatif des biens échangeables ( )P_T et non échangeables ( )P_NT et du revenu réel (Y), tandis que l’offre réelle de biens non échangeables( )Y_NT^S est une fonction décroissante de ce même prix relatif et du coût de la main-d’œuvre ou du salaire réel (en termes de b iens n on échangeables). L’hypothèse faite dans ce modèle est que, dans le cadre d’une économie en transition, les autorités monétaires sont contraintes d’adapter la création monétaire aux besoins de l’économie, notamment à la croissance des salaires. En effet, en Pologne, l’État et les entreprises publiques subissent une contrainte budgétaire molle, dans une économie caractérisée par un système d’intermédiation bancaire mal contrôlé. C’est pourquoi la croissance monétaire, supposée endogène, n’apparaît pas dans le modèle. L’équilibre sur le marché des biens non échangeables est ainsi représenté par les équations suivantes :

avec (W) le niveau du salaire nominal [11].

Soit, en exprimant les équations (3) et (4) en taux de croissance :

avec ( ), ( ), ( )gY gY gYNTD NTS et (gW) les taux de variation, respectivement, de la demande et de l’offre réelles de biens non échangeables, du revenu réel et du salaire nominal moyen.

Des équations (3bis) et (4bis) on tire une première expression intermédiaire du taux de variation des prix des biens non échangeables.

Soit :

La politique du taux de change intervient une seconde fois dans le modèle à travers les anticipations inflationnistes et la fixation des salaires. On suppose en effet que les anticipations inflationnistes des agents économiques dépendent non seulement de l’inflation passée et connue de ceux-ci, mais aussi de la politique de change adoptée par les autorités monétaires telle qu’elle est perçue par les agents économiques, que nous pouvons mesurer par l’indicateur d’ancrage (IAC) [12]. Quant aux anticipations d’inflation, elles interviennent essentiellement à travers la fonction de croissance des salaires.

Ainsi le taux d’inflation anticipée ( )Ï€^a est classiquement une fonction du taux d’inflation antérieure Ï€_-1, mais cette relation dépend elle-même de la politique de change, mesurée par l’indicateur d’ancrage (IAC ou IACA). On conçoit a priori que la politique de change puisse agir quel que soit le niveau passé de l’inflation, mais aussi en fonction de celui-ci, de telle sorte que l’impact d’un ancrage par le taux de change soit d’autant plus fort que l’inflation antérieure est élevée. La deuxième hypothèse nous paraît la plus plausible. Elle correspond à l’idée que l’ancrage nominal est surtout efficace pour rompre les situations d’hyper-inflation ou d’inflation chronique. Aussi avons nous introduit l’indicateur d’ancrage (IAC) de manière non seulement additive mais multiplicative de l’inflation passée, dans l’équation qui retrace la formation des anticipations. Dans ces conditions on s’attend à ce que le coefficient de l’indicateur (IAC) introduit additivement soit nul, de telle sorte que l’effet d’ancrage s’annule en même temps que l’inflation. Un coefficient négatif signifierait que l’ancrage viserait à entraîner une baisse des prix, ce qui est peu réaliste. D’autre part, la période d’estimation débute avec une situation d’inflation très élevée (supérieure à 200%) mais fortement déclinante (cf. graphique 1). On peut donc supposer, compte tenu du caractère exceptionnel en Pologne de l’hyperinflation, manifestement liée à la thérapie de choc, que durant la phase de forte décélération de l’inflation (soit du dernier trimestre de 1989 au troisième trimestre de 1990), les agents ont anticipé une inflation inférieure à l’inflation passée ; aussi avons-nous introduit une variable muette (D) correspondant à cette phase de forte désinflation, multiplicative de l’inflation passée, et dont nous attendons qu’elle atténue l’impact de l’inflation passée sur l’inflation présente (coefficient négatif). La forme générale des anticipations d’inflation est la suivante :

D’autre part, la dynamique des salaires est modélisée par une relation de Phillips augmentée des anticipations d’inflation :

avec (U) le taux de chômage.

Enfin le taux de chômage (U) est modélisé comme une fonction décroissante du taux de croissance du revenu réel (gY) [13] :

En remplaçant dans l’équation (5) le taux de croissance des salaires (gW) par sa valeur en fonction des variables explicatives des équations (6) (7) et (8), on peut exprimer l’inflation relative aux biens non échangeables ( )Ï€_NT uniquement en fonction de celles-ci (Ï€ Ï€ T gY, ,_-1, D et IAC), soit :

À l’aide des équations (1bis) et (9) on détermine la forme réduite de l’inflation :

En remplaçant ( )Ï€_T par sa valeur en fonction de l’inflation mondiale et du taux de variation du taux de change nominal (eq. 2bis), l’équation linéaire estimée devient :

où les signes devant les coefficients Ï• indiquent le sens de l’effet attendu sur la variable expliquée.

Ainsi l’inflation dépend-elle de l’inflation mondiale et de la variation du taux de change effectif nominal, des anticipations d’inflation et du taux de croissance de l’économie. Le taux de croissance de l’économie agit positivement sur l’inflation d’une part par son action sur la demande de biens non échangeables et d’autre part (avec un délai sans doute plus long) par son action sur le chômage et la croissance des salaires nominaux.

Le taux d’inflation est mesuré pour les deux pays à partir de l’indice des prix à la consommation et l’inflation passée correspond à l’inflation du trimestre précéd ent. La variable muette « Désinflation » (D) correspond à la période qui s’étend du dernier trimestre de 1989 au troisième trimestre de 1990, c’est-à-dire lorsque l’inflation d’un trimestre sur l’autre est supérieure à 20 % [15].

Le taux de variation des prix des biens échangeables est approché par la moyenne du taux de variation des prix à la consommation chez les principaux partenaires commerciaux, convertis en monnaie nationale [16]. Dans la mesure où il est difficile de savoir a priori avec quel délai la hausse des prix des biens étrangers se diffuse dans l’économie, les variables retardées de un à quatre trimestres sont testées et la plus significative est retenue. Il s’agit en fait de la variable du trimestre précédent.

Le taux de croissance de l’économie (gY) est approché par le taux de croissance de la production industrielle puisque la production totale n’est pas connue sur une base trimestrielle [17]. Afin de prendre en compte les deux effets inflationnistes potentiels de l’expansion économique que sont l’effet de la croissance du revenu réel sur la demande des biens non échangeables et l’effet de la croissance du produit sur le rythme de progression des salaires, dont les délais d’action sont probablement différents, la croissance de la production industrielle est introduite avec des retards d’un à quatre trimestres. En fait, seules les valeurs retardées d’un trimestre se sont révélées significatives.

Enfin ont été introduits l’indicateur brut d’ancrage par le taux de change (IAC) et l’indicateur ajusté de la crédibilité (IACA) afin de pouvoir comparer leur impact.

Les tests de stationnarité des variables sont menés pour les deux pays grâce au test proposé par Elliott, Rothenberg et Stock (1996) (ci-après ERS). Cette procédure ERS répond à la faiblesse majeure des tests de Dickey-Fuller, à savoir leur puissance très faible à distance finie. Ce manque de puissance est très préjudiciable quand on travaille, comme c’est le cas ici, sur des données trimestrielles puisque la racineautorégressive se rapprochede un lorsque l’on augmente la fréquence des observations (Salanié, 1999). Les résultats obtenus nous permettent de ne pas rejeter l’hypothèse de stationnarité pour l’ensemble des variables utilisées (cf. annexe 1).

L’existence d’autocorrélation et d’hétérocédasticité dans les résidus est testée, respectivement grâce aux tests de Breusch-Goddfrey et de White. Aucune autocorrélation significative des résidus n’apparaît. La correction nécessaire relative au problème d’hétérocédasticité est apportée dans chaque équation par la procédure de White.

Des tests d’exogénéité de Hausman sont menés sur toutes les variables explicatives même s’ils paraissent particulièrement utiles pour la croissance de la production industrielle et pour l’indicateur d’ancrage par le taux de change. Pour chaque test d’exogénéité, un test de validité des instruments (ou test de sur identification des contraintes) est réalisé par la procédure de Sargan (Baltagi, 1998). Le taux de croissance de la production industrielle est instrumenté par le taux d’inflation passée et le taux de variation retardé de deux trimestres du taux de change réel. De plus, ne disposant pas d’un indicateur de l’ampleur des réformes au cours de la période, nous avons supposé que le rythme des réformes avait été rapide au début de période puis s’était ralenti : c’est pourquoi nous avons approché les réformes par un trend et un trend au carré – ce qui conduit à un impact des réformes en cloche. L’indicateur d’ancrage (brut et ajusté) est instrumenté par ses valeurs retardées d’un trimestre et le taux de croissance des exportations en dollar. L’inflation passée est instrumentée avec le même modèle que l’inflation courante et l’inflation importée est instrumentée par l’inflation américaine et l’indicateur d’ancrage retardé de quatre trimestres. Les relations d’instrumentation et les résultats des tests de validité des instruments et d’exogénéité sont présentés en annexe 2. Pour les quatre variables, l’indicateur d’ancrage, le taux de croissance de la production industrielle passée, l’inflation importée passée et l’inflation passée, on ne peut rejeter l’hypothèse d’exogénéité, ce qui nous permet de retenir les estimations par les moindres carrés ordinaires.

Les résultats présentés dans le tableau 2 sont conformes aux prédictions du modèle théorique. L’impact de l’inflation importée sur la croissance des prix à la consommation est important et rapide (un trimestre de retard). Ce résultat révèle l’ampleur de l’ouverture de la Pologne sur l’extérieur. La croissance de l’économie exerce un impact inflationniste rapide (un trimestre), ce qui peut être interprété comme une prépondérance de l’effet de demande par rapport à l’effet sur la croissance des salaires.

Afin de mettre en évidence l’impact de la politique d’ancrage, nous avons concentré notre attention sur la formation des anticipations d’inflation. Les estimations confirment l’influence prépondérante de l’inflation passée dans ces anticipations : indépendamment des autres facteurs, celle-ci se répercute dans une proportion proche de 100 % sur l’inflation présente. Les résultats indiquent qu’il était pertinent de tenir compte du fait que la période d’étude débute avec la décrue de l’hyperinflation. Il semble que les agents intègrent dans leurs anticipations la dynamique observée de l’inflation et qu’ils anticipent que la baisse de l’inflation continuera à être rapide tant que les niveaux d’inflation sont très élevés. Ce comportement « rationnel » explique l’impact négatif de la muette « désinflation » associée à l’inflation passée ; dans cette phase, l’inertie est seulement de 28 % (régression 2).

Tableau 2
résultats des estimations de l’inflation polonaise

Conformément à nos hypothèses, l’inertie de l’inflation est atténuée en Pologne par la politique d’ancrage. Les agents économiques corrigent leurs anticipations rétrospectives simples (basées seulement sur l’observation de l’inflation passée) en fonction de la politique de change, représentée tout d’abord par l’indicateur non ajusté. Plus la politique de change observée est proche d’une politique d’ancrage total, plus ces anticipations rétrospectives sont corrigées à la baisse. Comme cela était attendu, l’impact de la politique de change est ainsi lui-même fonction du niveau d’inflation antérieure : une politique d’ancrage total se traduit par une réduction de l’inertie de l’inflation de 68 %, ce qui conduit à un niveau d’inertie de 26 % (régression 2), tandis que le coefficient de l’indicateur d’ancrage introduit seul n’est pas significativement différent de zéro. Lorsque l’indicateur d’ancrage est introduit seulement en niveau (régression 1), le coefficient estimé est négatif mais non significatif, ce qui justifie d’avoir modélisé l’impact de la politique d’ancrage en fonction de l’inflation passée. Il semble donc qu’en Pologne la politique d’ancrage (la plupart du temps partielle) a concouru à sortir le pays d’une situation de forte inflation, en accélérant le processus de désinflation, c’est-à-dire en atténuant l’inertie de l’inflation.

Si l’on se réfère maintenant à l’indicateur ajusté de la crédibilité, on constate qu’en Pologne l’influence potentielle d’une politique d’ancrage stricte (et parfaitement crédible) sur l’impact de l’inflation passée est d’une ampleur supérieure à celle des indicateurs bruts (régression 4) : l’inertie de l’inflation serait entièrement éliminée. En se référant aux valeurs maximales de l’indicateur ajusté pendant les phases d’ancrage de 1991 et 1995 (0,6 et 0,8), l’inertie est ramenée respectivement à 33 % et 11% (régression 4). Ce résultat prouve l’intérêt de tenir compte de la crédibilité des politiques de change mises en œuvre et indique qu’une politique moins proche de l’ancrage strict peut être préférable si elle permet de donner une crédibilité élevée à la poursuite de la politique choisie. La encore, le coefficient de l’indicateur en niveau n’est pas significativement différent de zéro [18].

Notons toutefois que l’indicateur a été conçu pour mesurer l’impact de la politique de change sur la réduction de l’inflation (qui est l’objectif même de l’ancrage par le taux de change) et non sur la croissance économique, et qu’il n’est pas parfaitement adapté à cette seconde analyse. En effet l’appréciation réelle de la monnaie n’est prise en compte que pour caractériser une politique d’ancrage partiel, l’ancrage total étant représenté par un indicateur égal à l’unité quelle que soit l’appréciation du taux de change réel.

On constate dans le tableau 3 que la croissance de la productivité industrielle est bien une fonction décroissante de l’inflation passée [19] et de l’appréciation réelle de la monnaie [20] et une fonction croissante de la politique de réformes représentée ici par un trend et son carré (régression 5) [21]. Ainsi l’ancrage exerce bien sur la production industrielle les deux effets inverses précédemment définis : en contribuant à la désinflation, il favorise la croissance, cependant que l’appréciation du taux de change réel qu’il entraîne tend à la ralentir (avec un délai d’action évalué en moyenne à deux trimestres). Si l’on substitue à la variable taux de change réel, l’indicateur d’ancrage (régression 6) on constate que celui-ci agit significativement sur la croissance. Puisque le taux d’inflation figure simultanément dans les variables explicatives, cet effet négatif correspond sans doute à l’effet de détérioration de la compétitivité. Si l’on retire l’inflation des variables explicatives (régression 7) l’effet négatif de l’indicateur d’ancrage est atténué, mais ne s’annule pas, ce qui suggère que l’effet dominant à court terme de la politique d’ancrage sur la croissance est bien celui de la réduction de la compétitivité.

L’analyse économétrique de l’inflation polonaise a ainsi montré qu e des régimes de change intermédiaires (entre la fixité absolue du taux de change et le flottement indépendant) pouvaient apporter une réponse au dilemme qui existe à court terme entre stabilité monétaire et croissance économique. Si l’ancrage du zloty, certes partiel, ne semble pas avoir été un handicap à la croissance, c’est sans doute en raison de l’effet positif de la maîtrise de l’inflation sur la croissance et de l’augmentation de la productivité qui a compensé l’appréciation réelle de la monnaie. Cette stratégie de change s’inscrit bien dans la perspective d’adhésion de la Pologne à l’Union Européenne qui implique simultanément la stabilité monétaire et la croissance économique.

Tableau 3
estimation du taux de croissance de la production industrielle

avec :

gY : taux de croissance de la production industrielle.

Ï€_-1 : inflation du trimestre précédent.

greer : taux de croissance du taux de change effectif réel (exprimé au certain).

IAC : indicateur d’ancrage par le change.

gexpd : taux de croissance de la valeur des exportations exprimée en dollar.

gtcen + Ï€^* : inflation importée.

D : variable muette correspondant à la période de désinflation rapide.

infusa : inflation aux États-Unis (basée sur l’indice des prix à la consommation).

Les résultats des tests de validité des instruments et d’exogénéité sont les suivants

Les relations d’instrumentation utilisées pour tester l’exogénéité des variables explicatives dans l’équation d’inflation utilisant l’indicateur ajusté de la crédibilité sont les mêmes que pour l’indicateur d’ancrage brut et les résultats des tests de validité des instruments et d’exogénéité sont les suivants :

Les relations d’instrumentation utilisées pour tester l’exogénéité de l’inflation et de l’indicateur d’ancrage retardés dans les équations explicatives de la croissance de la production industrielle sont les mêmes que pour les équations relatives au taux d’inflation. Le relation d’instrumenation du taux de croissance du taux de change effectif réel est la suivante :

Les résultats des tests de validité des instruments et d’exogénéité pour les équations de la croissance de la production industrielle sont les suivants :