Longévité de la théorie économique || Longévité de la théorie économique

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Longévité de la théorie économiqueAuthor(s): Lawrence KleinSource: Cahiers du Séminaire d'Économétrie, No. 20, Longévité de la théorie économique (1979),pp. 11-21Published by: L'INSEE / GENES on behalf of ADRESStable URL: http://www.jstor.org/stable/20075510 .

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r x

LONGEVITE DE LA THEORIE ECONOMIQUE

por

Lawrence KLEIN*

Universit? de Pennsylvanie, Philadelphie

La relation de Phillips entre inflation et ch?mage ne doit pas ?tre consi

d?r?e comme une relation structurelle de comportement, mais seulement comme

une relation interm?diaire d?riv?e entre deux grandeurs endog?nes. Il n 'est donc

nullement n?cessaire de remettre en cause les fondements de la th?orie macro

?conomique pour expliquer que puissent coexister hausse des prix et croissance

du ch?mage. Une telle situation peut d'ailleurs s'observer num?riquement en

effectuant certaines simulations sur de grands mod?les macro?conomiques dyna

miques non lin?aires.

1. INTRODUCTION

En cette ann?e du bicentenaire, Paul Samuelson a pr?par? un papier pour les rencontres de Y American Economie Association ?... D?fense de

la Richesse des Nations d'Adam Smith?. Les doctrines de Smith ont connu

(*) Benjamin Franklin, Professor of Economics, University of Pennsylvania, Phila

delphia. Une version en anglais de ce texte a ?t? publi?e dans Quantitative Wirtschaft

forschung Wilhelm Krelle zum 60. Geburstag, H. Albach, E. Helmst?dter und R. Hess

(eds.), Verlag Mohr-Siebeck, T?bingen, 1977. Nous remercions le Professeur Albach

d'avoir bien voulu autoriser la publication de ce texte en fran?ais.



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des hauts et des bas au cours de ces deux cents derni?res ann?es ; on leur

a reproch? leur manque de pertinence au regard des ?v?nements r?els, mais nous sommes reconnaissants au Professeur Samuelson d'avoir montr? une

fois de plus que les bons raisonnements conservent toute leur validit?.

Il en est de m?me de la th?orie macro?conomique moderne datant

d'il y a, non pas deux cents ans, mais seulement quarante ans. Elle nous a

servi, tout aussi bien pendant les p?riodes de la grande d?pression, de la

seconde guerre mondiale et de la grande expansion mondiale des ann?es

1950 et 1960. Aujourd'hui certains ?conomistes, en examinant les ?v?

nements r?cents tels ceux des ann?es 1973-1975, disent que nous devrions retourner ? notre table de travail et repartir ? z?ro.

Je dis non : la th?orie macro?conomique contemporaine peut expliquer les ?v?nements de ces quelques derni?res ann?es. La justification d'une th?o

rie repose sur son utilisation ? bon escient dans les circonstances actuelles.

L'essentiel de la critique est fond?, ? tort, sur un argument superficiel et une analyse inad?quate. Les principales questions sont les suivantes :

? la coexistence de la hausse des prix et de la croissance du ch?mage contre

dit-elle la th?orie macro?conomique ?

? la conjugaison insolite de ces deux ph?nom?nes invalide-t-elle la courbe

de Phillips ?

Je vais montrer que la courbe de Phillips a ?t? mal comprise et qu'une

analyse ad?quate des propri?t?s du syst?me entier peut expliquer une hausse

des prix et une croissance du ch?mage dans un mod?le qui est bas? sur

la th?orie couramment admise et qui repose donc en partie sur les hypo th?ses sous-jacentes : la courbe de Phillips.

2. SIGNIFICATION DE LA COURBE DE PHILLIPS

Il y a une confusion fr?quente dans les discussions ?conomiques entre

relations structurelles et relations d?riv?es, ces derni?res ?tant la plupart du temps des formes r?duites. Une relation structurelle doit ?tre fond?e

directement sur un comportement ?conomique fondamental, s'appuyant sur des principes reconnus de la th?orie ?conomique ou impos? par les ins

titutions ?conomiques. Les relations structurelles peuvent ?tre combin?es

et agr?g?es par des op?rations math?matiques de substitution et d'?limi

nation. Si cela est men? jusqu'? son terme logique, nous aboutissons fina

lement ? des relations sous forme r?duite, o? les variables d?pendantes (endog?nes) sont fonctions des seules variables pr?d?termin?es. L'ensemble

des variables pr?d?termin?es se compose de variables ind?pendantes (exo

g?nes) et de conditions initiales (variables endog?nes retard?es).



13

Au cours des op?rations de substitution et d'?limination, il est parfois

possible d'obtenir une relation interm?diaire d?riv?e reliant deux variables

d?pendantes et quelques variables pr?d?termin?es. Cela n'est pas toutefois un r?sultat g?n?ral et n'arrive que dans des syst?mes avec des sp?cifications particuli?res.

Le probl?me fondamental est que l'observation ?conomique est fond?e sur le fonctionnement r?el de l'?conomie, o? de nombreuses variables

d?pendantes et ind?pendantes changent simultan?ment. Nous ne pouvons

pas isoler, par l'observation directe, la variation conjointe de deux variables seulement en maintenant constants tous les autres effets. Il faudrait pour cela que nous soyons capables de mener des exp?riences contr?l?es, ce qui n'est g?n?ralement pas possible.

Dans la r?alit?, il est rare que les ?v?nements nous permettent de saisir

statistiquement les variations conjointes que nous cherchons ? ?tudier. C'est pourquoi nous devons nous tourner vers des simulations soigneusement ?labor?es afin d'obtenir un ?aper?u? des variations jointes que nous ?tu dions ici.

Outre la difficult? de mesurer s?par?ment certaines grandeurs ?cono

miques, nous devons reconna?tre que nos concepts sont souvent agr?g?s.

Il y a certainement une erreur importante d'agr?gation parce qu'une grande partie de la th?orie ?conomique sous-jacente concerne la prise de d?cision au niveau micro?conomique, tandis que les observations se font au niveau

macro?conomique. De plus, les concepts g?n?raux d'inflation et de ch?mage consid?r?s ici sont des concepts agr?g?s, ? la fois du point de vue de la th?o rie et de la mesure. Par cons?quent, une erreur d'agr?gation, tout aussi bien

qu'une erreur d'analyse de comportement, ou qu'une erreur de sp?cification ou encore qu'une erreur de mesure, peut affecter nos conclusions.

Quelques formalisations

Pour rendre la discussion pr?c?dente plus pr?cise, introduisons certaines

expressions plus formelles.

Un mod?le structurel de l'?conomie peut s'?crire de fa?on tout ? fait

g?n?rale comme suit :

o?

y . est un vecteur-colonne de n variables d?pendantes prises ? la date t ?

j (j =

0, 1, 2, . . . r). Pour / =? 0, ces variables sont pr?d?ter min?es.

x est un vecteur-colonne de m variables ind?pendantes prises ? la date t.

Formellement, si certaines composantes de xf sont des variables



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retard?es, elles peuvent ?tre r?index?es comme de nouvelles variables

ind?pendantes prises ? la date t.

d est un vecteur-colonne de param?tres. Il y en a plusieurs associ?s ? chacune des ?quations. En principe, un param?tre donn? peut se

pr?senter dans plusieurs ?quations.

ef est un vecteur-colonne dont chacun des n ?l?ments est l'erreur asso

ci?e ? l'?quation correspondante du syst?me.

Ixs erreurs sont suppos?es ?tre des tirages ? partir d'une distribution

jointe de probabilit?s.

La notation / d?signe tout un ensemble d'?quations. C'est une fonc tion vectorielle ? n composantes.

Au regard des ?quations structurelles / =

et,

nous pouvons d?duire une forme r?duite, exprim?e comme suit :

yt =g(yt_l,yt_2,-...yt_r,xt,e,et)

L'op?rateur fonctionnel g repr?sente une colonne de n relations. Par exemple le mod?le lin?aire structurel peut s'?crire :

i=0

et la forme r?duite correspondante est :

'r =

-V t A?y<-?-KlBxt+ Kle, i = \

Dans des syst?mes non lin?aires (ce qui est le cas habituel), nous n'essayons pas de d?river une expression explicite pour la forme r?duite, mais nous nous contentons de travailler ? partir de solutions num?riques (simulations). Les simulations sont des ?int?grations? ou des ?sommations? du syst?me sur un intervalle de valeurs successives de r ? partir de conditions initiales

fix?es. R?p?tons-le : dans le cas lin?aire, une solution peut ?tre exprim?e sous forme explicite, mais dans le cas d'un mod?le non lin?aire g?n?ral, elle doit ?tre obtenue par l'analyse num?rique.

La courbe de Phillips

Une ou plusieurs ?quations structurelles d'un mod?le typique repr? sentent la demande de travail. Une classification de la demande par industrie ou par r?gion ou par profession, conduirait ? tout un syst?me de fonctions de demande et ? un grand mod?le d?taill?. Supposons l'existence (en premi?re

approximation) d'une seule fonction de demande dans un mod?le tr?s



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agr?g?. De m?me, pour les ?quations d'offre de travail qui, elles aussi, seront

exprim?es par une seule relation dans un syst?me tr?s agr?g?.

On suppose souvent que la courbe de Phillips est l'?quation structurelle

d'offre de travail mais, ? mon avis, elle s'interpr?te mieux dans le syst?me

complet comme une relation traditionnelle d'ajustement de march? mon

trant comment le taux de salaire (le prix du travail) s'adapte aux variations

de la demande ou de l'offre exc?dentaire de travail. D'autres variables que la demande ou l'offre exc?dentaire de travail peuvent influencer les fluctua tions de salaires. Ces autres variables peuvent ?tre les fluctuations de prix, le niveau des profits des entreprises, le niveau de la productivit? du travail.

Ces variables sont les principales ? consid?rer ; ce sont des facteurs typiques qui influencent les n?gociations salariales. La structure d?mographique du

ch?mage peut aussi ?tre un facteur, de m?me que la r?partition des offres

d'emploi non satisfaites. Comme dans le cas de presque toutes les relations

?conomiques, il peut y avoir des ?l?ments dynamiques (anticipations ou

retards dans l'espace des temps). Une ?quation structurelle typique peut prendre la forme :

A log wt =h(ut, ut_lf . . .,

ut_r, A

logpf_0, qt/nt, qt_Jnt_^ ...,

?tJnt-*>z? +

et

wf = taux de salaire

u = taux de ch?mage

p = niveau des prix ? la date t ?

<t>

qt =

production

nf =

emploi (qt /nf =

productivit? du travail)

zf = taux de profit

et = erreur

Il est ?vident que la courbe de Phillips n'est pas une relation entre l'inflation et le ch?mage. Pour d?duire une telle relation de cette version de la courbe de Phillips, il faudrait montrer comment le taux de salaire est reli? au niveau des prix et des hypoth?ses concernant la productivit? et les profits devraient alors ?tre introduites.

Un raccourci est souvent introduit, ? savoir l'hypoth?se que les varia tions de salaires sont proportionnelles, ou reli?es de mani?re simple, aux variations de prix ; par suite, la courbe de Phillips montrerait une relation inverse entre l'inflation et le ch?mage, pour des valeurs donn?es des autres variables. Mais cette relation,partielle et approximative, n'est pas le r?sul tat de l'observation du processus ?conomique, lorsqu'on tire des conclu sions ? propos de la relation inflation-ch?mage ? partir des donn?es dispo nibles.



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Les donn?es observ?es sont les deux solutions simultan?es du mod?le vrai de l'?conomie.

Alogp, =gp (yt_l,yt_2,...,yt_r,xt,09et)

ut=8u(yt-1>yt-2>---,yt-r>xt,Q>et)

Puisque A logpf (le taux d'inflation) et uf (le taux de ch?mage) d?pen

dent tous deux de plusieurs variables pr?d?termin?es, il n'y a pas en g?n?ral de relation unique entre eux. Si chacun des deux d?pendait d'une seule et

m?me variable pr?d?termin?e, nous pourrions ?liminer cette variable et

obtenir une relation entre A logpf

et uf. Ce serait le cas pour des relations de deux variables ? un seul param?tre.

Etant donn? que nous ne tombons pas dans ce cas particulier, comment

pouvons-nous obtenir la relation entre A log pt et uf ?

La pr?tendue liaison inverse (*) entre ces deux variables (inflation et

ch?mage) peut ?tre obtenue en faisant varier une seule coordonn?e (ou une combinaison fixe de coordonn?es) de x dans chacune des relations

et en maintenant fix?es toutes les autres coordonn?es. Il est habituel, dans de telles ?tudes de simulations, de se fixer le vecteur de perturbations al?a

toires. Dans un cadre d?terministe, ces perturbations sont prises ?gales ? 0 :

ut = 0

6 est aussi remplac? par son estimateur statistique : d = ?

Dans une analyse statique, les retards de y sont maintenus fixes. Dans une

analyse dynamique, des simulations du syst?me sont calcul?es ? partir de conditions initiales fix?es pour des valeurs diff?rentes de la m?me coordon n?e (ou une combinaison fixe de coordonn?es) de xt. En faisant varier ces

valeurs d'entr?e de x t nous obtenons une suite double de valeurs pour

A \ogpt

et uf. Le graphe de ces doublets ? en portant A logpf

sur un axe

et ut sur l'autre ? est la courbe de la relation inflation-ch?mage. Cette

courbe variera selon la fa?on dont on a choisi de faire varier x .

3. QUELQUES ESTIMATIONS EMPIRIQUES

La technique consistant ? ?tudier les variations conjointes de deux

variables endog?nes en faisant varier l'un des arguments communs aux rela

(*) "trade-off" (n.d.t.).



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tions de la forme r?duite du mod?le - tout cela ?tant effectu? de fa?on num?rique pour des syst?mes non lin?aires ? a ?t? ?tudi?e pour la premi?re fois par George Treyz(*) pour le mod?le Wharton. Dans le cas pr?sent, j'?tends ses m?thodes ? des simulations ? moyen terme sous des conditions alternatives sur un autre mod?le Wharton, le mod?le annuel et industriel.

Ce mod?le a un c?t?-offre d?velopp? avec des liaisons interbranches indus trielles ; il convient bien mieux ? l'analyse des perturbations de type consi d?r? ici(**). Choisissons d'abord une simulation de r?f?rence qui donne une projection plausible du sentier de croissance de l'?conomie pour la

p?riode 1975-1985. La simulation de r?f?rence sera modifi?e de trois

fa?ons :

(i) Une ?gale augmentation pendant toute la p?riode de la valeur r?elle des d?penses gouvernementales de 5 milliards de $ (en $ de 1968) par an.

(ii) Une ?gale augmentation pendant toute la p?riode des prix agri coles, l'indice base 100 = 1958 augmentant de 20 points par an, ? partir de 1975.

(iii) Une augmentation du prix des importations de p?trole, telle que la valeur courante (pour un volume fix?) soit plus ?lev?e de 2 milliards de $ par an (en partant de 1,5 milliard de $ en 1975 et 1,8 milliard en 1976).

Cas (i)

Le cas (i) correspond au calcul standard du multiplicateur. Le multi

plicateur prend au d?but une valeur l?g?rement sup?rieure ? 2,0 et se main tient approximativement pendant cinq ans, redescend progressivement pendant les neuf ann?es suivantes jusqu'? presque s'annuler et devient ensuite l?g?rement n?gatif. Ce n'est pas une ?volution inhabituelle pour le

multiplicateur budg?taire standard. Pour ce type de variation des valeurs d'entr?e de la simulation, toutes choses ?gales par ailleurs, j'obtiens le r?sul tat habituel ?

ch?mage plus faible (PNB plus ?lev?) et prix plus ?lev?s. Prix

plus ?lev?s signifiant ici, soit une hausse de l'indice des prix (niveau), soit un taux plus ?lev? d'inflation (variation). On retrouve bien ici la liaison inverse habituelle prix-ch?mage, le co?t d'un ch?mage plus faible (perfor

mances r?elles plus ?lev?es) est l'acceptation d'une inflation plus importante.

A part certaines divergences sur les valeurs initiales et terminales expli qu?es respectivement par des variations de la productivit? (au d?but) et par

(*) George Treyz, "An Econometric Procedure for Export Policy Evaluation", International Economic Review, 13 (June 1972) 212-22.

(**) Ce mod?le est d?crit dans Ross S. Preston, The Wharton Long Term Model :

Input-Output within the context of a Macro Forecasting Model, International Economic

Review, 16 (F?vrier 1975) 3-19.



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l'effet ? long terme de la d?croissance du multiplicateur budg?taire (? la fin), ces chiffres montrent clairement la nature de la liaison inverse C'est bien

l? ce que la th?orie macro?conomique nous enseigne.

TABLEAU I

La liaison inverse inflation/ch?mage :

Niveau de r?f?rence moins niveau en cas de stimulation budg?taire = diff?rence entre la simulation de r?f?rence et

la simulation du cas (i)

1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985

Variation du taux de ch?mage (%) 1.2 1.3 1.2 1.1 1.1 0.8 0.6 0.4 0.2 0.0 -0.2

Variation du taux

d'inflation (%) 0.2 -0.2 -0.5 -0.3 -0.3 -0.4 -0.5 -0.6 -0.6 -0.4 -0.3

Variation du PNB

r?el(109$1958) -12.0 -12.7 10.6 -9.6 -9.9 -9.4 -7.7 -4.1 -1.2 1.3 3.5

Variation de l'in

dice des prix du PNB (en points) 0.4 0.0 -0.8 -1.6 -2.2 -3.1 -4.3 -6.2 -7.8 -9.2 -10.8

Cas (ii)

Consid?rons maintenant une situation dans laquelle les prix agricoles (produits alimentaires) changent ? l'int?rieur du pays ? la suite de modifi cations des conditions de l'offre (int?rieure ou ext?rieure).

C'est le cas des perturbations qui survinrent en 1972-1975. Dans cette situation, je ne modifierai pas les variables ordinaires de la politique budg?taire dans un sens ou dans l'autre, comme on le fait dans les manuels. Je modifierai plut?t les prix agricoles de fa?on exog?ne. Ceci produit des r?sultats tout ? fait diff?rents en ce qui concerne la relation inflation-ch?

mage. Dans le tableau II, on ne voit plus trace de la liaison inverse habi tuelle. La variation du taux de ch?mage et la variation du taux d'infla tion ne sont pas de signe oppos?, comme dans le tableau I. Elles sont de

m?me signe ?

ch?mage plus ?lev? et inflation plus ?lev?e sont caus?s par la modification introduite dans le cas (ii). Il est possible, par cons?quent, de simuler un mod?le qui contienne l'hypoth?se habituelle d'une relation structurelle sous-jacente ? la courbe de Phillips et qui ne donne pas la liai son inverse comme dans le cas (i). Que le cas de la liaison inverse se pro duise ou non, d?pend du type de choc administr? ? l'?conomie. Si le choc provient d'une hausse des prix des produits alimentaires, nous ne devons pas alors nous attendre ? trouver la liaison inverse. Nous obtiendrons des prix plus ?lev?s et un ch?mage plus fort. En termes de niveaux d'output et de prix, la simulation du cas (ii) nous donne un output r?el plus faible et



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des prix plus ?lev?s que la simulation de r?f?rence, ce qui est une autre

fa?on de consid?rer le m?me ph?nom?ne.

TABLEAU II

La liaison inflation/ch?mage :

Niveau de r?f?rence moins niveau cons?cutif ? une augmentation des prix agricoles = diff?rence entre la simulation de r?f?rence et

la simulation du cas (ii)

1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985

Variation du taux de ch?mage (%) -0.1 -0.2 -0.3 -0.4 -0.5 -0.6 -0.6 -0.6 -0.5 -0.6 -0.8

Variation du taux

d'inflation (%) -0.6 -0.1 -0.3 -0.3 -0.4 -0.4 -0.3 -0.2 -0.4 -0.5 -0.6

Variation du PNB

r?el(109$1958) 1.8 2.0 3.6 5.7 7.8 10.0 11.4 12.5 15.1 19.1 23.9

Variation de l'in dice des prix du PNB (en points) -1.0 -1.3 -2.5 -3.4 -4.3 -5.2 -6.2 -7.3 -9.0 -11.4

Cas (iii) Examinons maintenant le cas d'une hausse du prix du p?trole import?.

Cela simule le type de relation entre le ch?mage et les variations de prix qui a r?sult? de l'embargo sur le p?trole et des nouveaux bar?mes de l'OPEP pour les prix du p?trole brut. Fondamentalement, les effets qui en r?sultent vont dans la m?me direction que dans le cas (ii), c'est-?-dire qu'aucune liaison inverse n'existe, mais le changement est relativement faible, par rap

port ? ce qui a ?t? observ? en r?alit? ? la suite du quadruplement du prix du p?trole brut par l'OPEP ; les effets ne se manifestent pas pendant deux ou trois ans et les diff?rences sont petites, n?anmoins ils sont ?vidents. En fait, l'augmentation des prix ext?rieurs cause ? la fois plus d'inflation et plus de ch?mage. On obtient les m?mes r?sultats lorsqu'on regarde les suites des indices de volume et de prix du PNB.

4. EXPLICATIONS ET CONCLUSIONS

Le cas de la stimulation budg?taire n'est pas difficile ? comprendre. Par suite de l'injection budg?taire, la demande globale est stimul?e ; les

offres d'emploi augmentent, le ch?mage baisse et les prix sont stimul?s



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TABLEAU III

La liaison inflation-ch?mage :

Niveau de r?f?rence moins niveau cons?cutif ? une augmentation du prix du p?trole import? = diff?rence entre la simulation de r?f?rence et

la simulation du cas (iii)

1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985

Variation du taux

de ch?mage (%) 0.1 0.0 0.0 0.1 -0.2 -0.2 -0.3 -0.3 -0.2 -0.3 -0.4

Variation du taux

d'inflation (%) 0.4 -0.1 -0.1 -0.1 -0.2 -0.2 -0.1 -0.2 -0.3 -0.4

Variation du PNB

r?el(109 $1958) -0.9 -0.4 0.5 1.8 2.8 3.6 4.5 5.4 6.8 8.9 10.8

Variation de l'in

dice des prix du PNB (en points) 0.8 0.6 0.5 0.2 -0.2 -0.6 -0.9 -1.4 1.9 -2.6 -3.6

? la hausse sous l'effet de l'accroissement de la demande. La hausse des prix,

conjugu?e avec les pressions analogues ? la hausse du taux d'int?r?t sur

le march? mon?taire, finit par arr?ter l'expansion r?elle au bout d'un mo

ment. Lorsqu'on divise les revenus nominalement croissants par les prix

plus ?lev?s, on obtient des flux de revenus r?els (c'est-?-dire : apr?s correc

tion pour tenir compte de l'inflation) d?croissants. De m?me, la hausse des taux d'int?r?t freine ?ventuellement la formation de capital des entreprises et des m?nages. Ces ?volutions conjugu?es expliquent la chute des valeurs du multiplicateur apr?s environ trois ans. C'est pourquoi les chiffres des

lignes correspondant aux modifications des taux d'output et de ch?mage changent de signe ? la fin de la p?riode de simulation. Durant la plus grande partie de la p?riode, cependant, la variation de l'output est n?gative et la variation du ch?mage est positive, et ces deux variations sont associ?es ? des variations n?gatives du taux d'inflation. Par suite des effets initiaux

qui engendrent une augmentation de la productivit? tout de suite apr?s une stimulation initiale, la diff?rence de taux d'inflation est positive pendant la premi?re ann?e de la stimulation. On peut assimiler les cas de hausse des

prix des produits alimentaires et du p?trole (ii) et (iii) ? des imp?ts indirects

suppl?mentaires. Les augmentations des prix agricoles et du prix du p?trole peuvent ?tre trait?es comme des augmentations des taxes indirectes qui sont

int?gralement r?percut?es sur les acheteurs finaux.

J'ai not?, dans les simulations du mod?le Wharton que, certaines

ann?es, les accroissements des imp?ts indirects aboutissaient ? une r?duc tion du niveau r?el de la production et ? des accroissements du taux de

ch?mage. En m?me temps, l'accroissement des imp?ts indirects ?l?ve le



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niveau des prix, contribuant, en un sens, ? la hausse du taux d'inflation.

Tel a ?t? le r?sultat de diverses exp?riences d'introduction de la taxe

? la valeur ajout?e sugg?r?e de temps ? autre pour l'?conomie am?ricaine.

L'augmentation des prix des produits alimentaires et du prix du p?trole entra?ne l'augmentation des indices de prix finaux.

La croissance de ces indices est plus rapide que celle des revenus nomi naux qui est induite par la hausse des prix. Lorsque les valeurs nominales du revenu sont d?flat?es par les indices de prix plus ?lev?s, les valeurs r?elles tombent en-dessous des valeurs de r?f?rence. C'est ce qui engendre des prix plus ?lev?s et en m?me temps un ch?mage croissant.

Les deux situations ? cas (i), ou cas (ii) et (iii) ?

peuvent ?tre repro duites par la simulation ? partir d'un m?me syst?me. Ce syst?me contient

des relations structurelles du type de la courbe de Phillips, mais il peut

produire deux sortes de r?sultats, l'un faisant appara?tre la liaison inverse

habituelle, l'autre ne le faisant pas. Il n'est pas n?cessaire de r?viser les fon

dements de la th?orie macro?conomique, il est seulement n?cessaire de l'uti liser de fa?on ad?quate pour l'accorder aux besoins de la situation.



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