M2 et l’inflation américaine, 1960–2026 : un test empirique du lag monétariste en trois régimes

Graphique : croissance de M2 (lag 15 mois) et inflation CPI, 1960–2026

Croissance de M2 et inflation CPI à travers trois régimes

Les deux séries se suivent étroitement dans les années 1970 et pendant 2021–2022, et évoluent indépendamment pendant les trois décennies intermédiaires. Le profil de ces deux fenêtres inflationnistes est reconstitué dans notre relevé des secondes vagues d’inflation aux États-Unis.

Enseignement clé

La relation bivariée simple entre la croissance de M2 (laggée de 15 mois) et l’inflation CPI apparaît forte sur deux fenêtres — les années 1970 et la poussée 2021–2022 — et absente pendant les trois décennies intermédiaires. La question de savoir si la relation M2–CPI est « réelle » dépend entièrement de la sous-période examinée.

Sources : Federal Reserve H.6 (M2SL), BLS Consumer Price Index (CPIAUCSL). Graphique : Eco3min Research.

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Comment lire ce graphique

La ligne continue montre la variation en glissement annuel de M2, décalée de 15 mois vers l’avant. La ligne en pointillé montre la variation en glissement annuel du CPI à la date calendaire de l’axe des x. La lecture du graphique à n’importe quelle ligne verticale vous dit : si vous connaissiez la croissance de M2 il y a 15 mois, quelle était l’inflation CPI aujourd’hui ? Les trois régions grisées correspondent à la classification de régime utilisée tout au long de cette étude : monétariste (1960–1989), brisée (1990–2019) et post-COVID (2020–2026). Pour les niveaux sous-jacents, voir nos jeux de données Masse monétaire M2 et Historique de l’inflation CPI.

Deux fenêtres s’alignent visuellement : 1973–1981 et 2021–2023. En dehors de ces fenêtres, les lignes évoluent indépendamment. L’impression narrative d’une relation « M2 prédit l’inflation » vient de l’alignement sur ces fenêtres, pas d’un mécanisme sous-jacent stable sur l’échantillon complet.

Le lag de 15 mois a toujours été plus petit qu’annoncé

Le résumé conventionnel du monétarisme, répété dans le commentaire financier et les manuels macroéconomiques, va comme suit : les variations de la masse monétaire M2 précèdent les variations du niveau des prix avec un lag d’environ 12 à 18 mois. Ce chiffre est associé à Milton Friedman et fait partie du fondement empirique cité pour le cadre de politique monétariste qui a influencé la politique monétaire américaine de la fin des années 1970 au début des années 1990.

Le test bivarié de cette affirmation est direct : régresser l’inflation CPI YoY sur la croissance M2 YoY 15 mois plus tôt. Sur 345 observations mensuelles de l’ère monétariste (avril 1960 à décembre 1989), le R² de cette régression est de 4,4 %. Sur 360 observations mensuelles de l’ère brisée (janvier 1990 à décembre 2019), R² vaut 7,4 %, avec un signe inversé de la pente (passée de +0,270 à −0,153). La relation que décrit la règle empirique — forte, stable, avec un lag de 15 mois — n’est présente dans les données dans aucune des deux ères.

Décomposition par régime : monétariste, brisé, COVID

Si la relation bivariée au lag de 15 mois des manuels est faible, un diagnostic évident consiste à se demander si la relation existe à un autre lag. La fonction de cross-corrélation entre M2 YoY et CPI YoY, calculée séparément sur chaque régime, identifie le lag auquel la corrélation de Pearson bivariée est maximisée.

Pic de cross-corrélation par régime

Deux motifs distincts émergent. Premièrement, le lag optimal lui-même est instable entre les régimes — il varie de 3 mois dans l’ère brisée à 30 mois dans l’ère monétariste. Une relation dans laquelle le délai optimal varie d’un ordre de grandeur entre sous-périodes n’est pas une régularité empirique stable. Deuxièmement, même au lag optimal, le R² de l’ère monétariste est de 27,1 %, bien en deçà de ce que le commentaire financier implique typiquement. La relation existait et était statistiquement significative, mais l’ajustement bivarié a toujours été modéré, pas dominant.

La rupture structurelle : un test de Chow

Le test de Chow pour une rupture structurelle dans la régression M2(lag-15) → CPI, calculé sur les dates candidates de 1985 à 2000 sur l’échantillon pré-COVID, identifie janvier 1992 comme le F-statistique maximum (F = 93,4, p < 0,001). Le coefficient de pente change de signe à la rupture : +0,246 avant janvier 1992, −0,135 après. Un choc positif de croissance de M2 15 mois plus tôt est associé à un CPI plus élevé dans l’échantillon pré-1992 et à un CPI plus bas dans l’échantillon post-1992. La relation ne s’est pas simplement affaiblie — son signe s’est inversé.

La date de rupture n’est pas identifiable précisément à partir de ce seul test — des F-statistiques dans la plage 80–93 se produisent pour toute date candidate entre 1985 et 2000. Ce que les données identifient, c’est qu’une rupture existe quelque part dans cette fenêtre. Le contexte historique s’aligne avec ce résultat : la Réserve fédérale a formellement déclassé M2 de sa liste d’agrégats ciblés lors de l’audition Humphrey-Hawkins de Greenspan en juillet 1993, et la littérature académique sur les effets Goodhart liés aux comptes balayage (sweep accounts) identifie la fin des années 1980 comme la période durant laquelle la définition opérationnelle de la « monnaie » a commencé à se brouiller. La rupture empirique est cohérente avec les changements institutionnels et définitionnels survenus sur la même fenêtre.

Une qualification analytique légitime est que le coefficient de pente négatif post-1992 n’a pas d’interprétation économique forte en tant que tel. C’est un artefact statistique du motif de l’ère brisée dans lequel la croissance de M2 était élevée pendant les années 1990 et 2000 alors que l’inflation restait basse. L’interprétation n’est pas que la croissance de M2 cause une inflation plus basse post-1992, mais que la spécification bivariée simple ne capte plus le processus d’inflation sur cette période. La relation n’était pas simplement faible — la spécification était inapplicable.

Le steelman de la vitesse : pourquoi M×V restaure l’ajustement

La Théorie quantitative de la monnaie dans sa forme identitaire affirme que la production nominale égale la masse monétaire multipliée par la vitesse (MV = PY). L’affirmation monétariste de Friedman n’était pas simplement que la croissance de M2 prédit l’inflation — c’était que, à vitesse stable, la croissance de M2 prédit le niveau des prix. La régression simple M2-seul teste la relation sous l’hypothèse que la vitesse est constante. Si la vitesse elle-même se déplace systématiquement, le test M2-seul échouera même si le mécanisme sous-jacent de la Théorie quantitative est intact.

La vitesse de M2 (M2V), calculée par la Réserve fédérale comme le rapport entre PIB nominal trimestriel et M2, a atteint un pic à 2,192 au T3 1997 et est tombée à un creux de 1,126 au T2 2020. Le déclin de 48,6 % sur 23 ans est le plus grand déclin de vitesse pic-creux du bilan monétaire américain d’après-guerre.

M2 a crû. La vitesse est tombée. Le produit a beaucoup moins crû.

Entre le T3 1997 (pic de vitesse) et le T2 2020 (creux de vitesse), le stock monétaire M2 est passé de 3,92 billions à 17,07 billions de dollars — une hausse de 335 %. Sur la même période, le niveau des prix à la consommation n’a augmenté que de 59,6 %. L’intuition monétariste simple — que quadrupler la masse monétaire devrait produire une augmentation commensurable des prix — semble échouer. Mais elle échoue parce que la vitesse s’est déplacée dans la direction opposée : M×V, le produit que la Théorie quantitative dit devoir égaler la production nominale, n’a crû que de 123 % sur la même période. L’expansion de M2 a été largement absorbée par le déclin de la vitesse.

L’ajustement s’améliore substantiellement quand la vitesse est incluse

La régression bivariée CPI YoY ~ M2 YoY (lag 15) donne un R² de 4,4 % dans l’ère monétariste et 7,4 % dans l’ère brisée. Remplacer M2 YoY par la croissance en glissement annuel de M×V — c’est-à-dire en utilisant l’agrégat nominal combiné plutôt que M2 seul — donne les résultats suivants :

Dans l’ère monétariste, inclure la vitesse multiplie le R² par environ neuf. L’identité de la Théorie quantitative conserve son contenu empirique même quand la version M2-seul échoue. La forme populaire du monétarisme — « la masse monétaire prédit l’inflation » — n’est donc pas tant fausse qu’incomplète. Elle est fausse quand elle élide le terme de vitesse que la théorie sous-jacente dit devoir être présent, et juste quand ce terme est inclus.

Vitesse de M2 par décennie

La vitesse a été approximativement stable durant les années 1960, 1970 et 1980. Elle est montée durant les années 1990, puis a fortement décliné durant les années 2000 et 2010. L’effondrement du pic de 1997 au creux de 2020 coïncide avec la période durant laquelle la spécification populaire M2-seul a produit ses corrélations les plus faibles avec l’inflation. Quand la vitesse bouge, la spécification M2-seul est mal spécifiée par construction.

Et après ? CPI à 15 mois en avant par tranche de croissance M2

La question de la distribution à terme inverse la régression : étant donné une valeur observée de M2 YoY aujourd’hui, quelle était la CPI YoY 15 mois plus tard ? Le tableau ci-dessous calcule cela sur 778 observations de 1960 à octobre 2024 (la dernière date pour laquelle une observation de CPI à 15 mois en avant est disponible), groupant par bandes discrètes de croissance de M2.

Aux extrêmes de la distribution de M2, la relation se réaffirme : quand M2 YoY a dépassé 10 %, le CPI à 15 mois en avant a eu une médiane au-dessus de 6 % dans chaque bande testée. Quand M2 YoY a dépassé 15 % (n = 13, toutes les observations soit pré-1976 soit pendant 2020–2021), la médiane du CPI à terme était de 7,56 % et 100 % des cas ont produit une inflation au-dessus de 2 %. Le milieu de la distribution de M2 — des valeurs entre 4 % et 10 % YoY, qui décrit environ 70 % de toutes les observations — produit une distribution de CPI à terme beaucoup plus large qui se chevauche presque entièrement avec la distribution de M2 basse.

Les mêmes tranches, séparées par ère monétariste vs brisée

Au sein de l’ère brisée, la médiane du CPI à terme est d’environ 2 % quelle que soit la tranche de M2 — la distribution conditionnelle devient quasiment plate. Les mêmes lectures de M2 qui ont produit 6,4 % de médiane d’inflation à terme dans l’ère monétariste ont produit 2,3 % dans l’ère brisée. Le contenu informationnel conditionnel de la croissance de M2, à l’horizon de 15 mois, s’est effondré à travers la rupture de régime.

Note méthodologique : les rendements à terme sont calculés de la M2 YoY à la date courante au CPI YoY 15 mois plus tard, avec des fenêtres non chevauchantes là où c’est possible. Les tranches avec n < 10 sont rapportées mais devraient être interprétées avec prudence. La tranche extrême-M2 post-1990 ne contient que 6 observations (toutes issues de l’épisode COVID 2020–2021), donc sa médiane devrait être lue comme descriptive de ce seul épisode plutôt que comme une propriété générale de l’ère brisée.

Les distributions passées ne sont pas prédictives des résultats futurs. Les statistiques conditionnelles au régime décrivent des motifs historiques, pas une inflation future attendue.

Trois régimes, trois nuages de points

Croissance de M2 (lag 15m) vs inflation CPI, coloré par régime

Chaque régime produit un nuage distinct ; la force de la relation varie autant que la relation elle-même.

Enseignement clé

Les trois régimes produisent des nuages de points visuellement distincts. Les points de l’ère monétariste s’étalent verticalement sur la plupart des niveaux de M2. Les points de l’ère brisée se concentrent près de 2 % de CPI quelle que soit la croissance de M2. Les points de l’ère COVID forment une ligne diagonale serrée. Une régression unique sur l’échantillon mis en commun moyenne une information qui est génuinement différente entre sous-périodes.

Sources : Federal Reserve H.6 (M2SL), BLS CPIAUCSL. Graphique : Eco3min Research.

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Classification de régime : quand la relation tient-elle ?

Tournants historiques

Octobre 1973 — Mise en place du pic d’inflation de 1974

M2 YoY mensuel en octobre 1973 se situait à 7,08 % ; M2 YoY en août 1973 (15 mois avant le pic CPI de novembre 1974) était de 9,12 %. Le pic CPI YoY du premier choc pétrolier est arrivé en novembre 1974 à 12,20 %. Le signal M2 a précédé le pic CPI, mais la lecture M2 de 7-9 % était plus basse que ce que le CPI suivant suggérait — la relation était directionnellement correcte mais quantitativement faible. La même lecture de M2 plus tard dans le jeu de données ne produirait pas le même résultat sur le CPI.

Mars 1980 — Pic CPI YoY de l’ère Volcker

Le CPI YoY a culminé à 14,59 % en mars 1980, la plus haute lecture du jeu de données. M2 YoY 15 mois plus tôt (décembre 1978) était à 7,53 %. Le M2 YoY des années 1970 a culminé à 13,81 % en février 1976 — 49 mois avant le pic CPI, pas les 15 mois que la règle empirique populaire spécifie. Le lag entre l’impulsion monétaire et la réponse du niveau des prix dans la Grande Inflation a été plus proche de quatre ans que d’un an. Consulter notre historique de l’inflation CPI pour la décomposition complète.

Juillet 1993 — Audition Humphrey-Hawkins de Greenspan

Dans son rapport de politique monétaire au Congrès de juillet 1993, le président Greenspan a formellement annoncé que l’agrégat M2 serait déclassé en tant que cible de politique, citant la rupture de la relation auparavant stable de la vitesse de M2. La décision est contemporaine de l’optimum du test de Chow identifié par la régression : le F-statistique à la date candidate 1993-01 est de 92,4, près du maximum de 93,4 à 1992-01. Les dates institutionnelle et statistique de rupture s’alignent.

T3 1997 — Pic de la vitesse de M2

La M2V a atteint 2,192 au troisième trimestre 1997, la plus haute lecture trimestrielle du bilan d’après-guerre. À partir de ce pic, la vitesse a décliné pendant 23 ans jusqu’à un creux de 1,126 au T2 2020. Sur la même fenêtre, M2 est passé de 3,92 billions à 17,07 billions de dollars — une expansion de 335 % qui n’a produit qu’une hausse de 59,6 % du CPI, parce que M×V nominal n’a crû que de 123 %.

Février 2021 — Pic M2 YoY dans l’épisode COVID

M2 YoY a atteint 26,77 % en février 2021, la plus haute lecture de tout le jeu de données. Avant le COVID, le maximum M2 YoY était de 13,81 % en février 1976. La lecture de 2021 était approximativement le double du précédent maximum historique. Le pic CPI YoY de 8,98 % a suivi 15,9 mois plus tard en juin 2022, un lag remarquablement proche du chiffre conventionnellement cité de « 12-18 mois » qui échoue à décrire la relation dans tout autre échantillon.

Janvier 2026 — Observation actuelle

M2 se situe à 22,43 billions de dollars. M2 YoY est à 4,09 %, dans la bande « basse » de la distribution historique. CPI YoY est à 2,39 %, près de la cible de 2 % de la Réserve fédérale. La vitesse de M2 est à 1,411, ayant récupéré 25 % depuis le creux de 2020 mais restant 36 % en dessous du pic de 1997. M2 YoY 15 mois plus tôt (octobre 2024) était à 2,89 %, dans la tranche « très basse » où la médiane historique du CPI à terme a été de 2,86 % — proche de la lecture actuelle réelle.

Méthodologie

Ce jeu de données combine trois séries FRED à fréquence mensuelle, calcule les taux de croissance en glissement annuel et les versions décalées par lag, classifie les observations en trois périodes de régime et teste la relation bivariée entre la croissance de M2 laggée et l’inflation CPI à des lags fixes et optimaux.

Formule centrale

Définitions de filtres

Toutes les statistiques conditionnelles de cette étude utilisent les filtres canoniques suivants (selon la règle de définition formelle du projet) :

Justification de la classification de régime et sensibilité

La frontière entre régimes « monétariste » et « brisé » est fixée à janvier 1990 comme seuil pré-test conservateur, avant le maximum identifié par Chow à janvier 1992. Ce choix est robuste : sur les dates de rupture candidates de 1985 à 1997, le R² post-rupture reste dans une bande étroite (3,5 % à 7,6 %), et le R² pré-rupture reste à 4,4 % à 9,7 %. Le résultat qualitatif — une réduction nette de la relation M2(lag-15) → CPI à travers la fenêtre fin des années 1980 / début des années 1990 — ne dépend pas du choix exact de la date de rupture dans cette fenêtre.

Sélection du lag

Le lag conventionnellement cité de « 12-18 mois » est testé directement à 15 mois. Le lag optimal pour chaque régime est identifié empiriquement en calculant la corrélation de Pearson entre M2 YoY[t − k] et CPI YoY[t] pour k de 0 à 30 mois et en sélectionnant le k qui maximise |r|. Cela évite le biais d’anticipation de choisir un lag basé sur une connaissance post-échantillon de la relation. Les valeurs de cross-corrélation à tous les lags testés sont rapportées dans le notebook open-source compagnon.

Test de Chow

Le F-statistique de Chow est calculé sur les dates candidates de rupture de janvier 1985 à janvier 2000, sur le sous-échantillon pré-COVID (en tronquant à décembre 2019 pour exclure l’épisode de 2020 de l’identification de la rupture). Pour chaque date candidate c, la procédure (i) ajuste une régression OLS mise en commun sur l’échantillon pré-COVID complet, (ii) ajuste des régressions OLS séparées sur les sous-échantillons pré-c et post-c, et (iii) calcule le F-statistique comparant la somme des carrés des résidus sous la restriction (régression unique) versus la spécification non restreinte (régressions séparées). Les hypothèses distributionnelles standard du test de Chow sont notées comme mise en garde méthodologique dans Limites.

Conception du jeu de données

Code Python de reproduction

# Reproduire ce jeu de données depuis les sources primaires
import pandas as pd
import numpy as np
from scipy import stats as sst

# Charger trois séries FRED (M2SL mensuel, CPIAUCSL mensuel, M2V trimestriel)
m2  = pd.read_csv("M2SL.csv", parse_dates=["date"])
cpi = pd.read_csv("CPIAUCSL.csv", parse_dates=["date"])
m2v = pd.read_csv("M2V.csv", parse_dates=["date"])

# Fusionner sur grille mensuelle, forward-fill la vitesse dans le trimestre
df = pd.DataFrame({"date": pd.date_range("1959-01-01", "2026-01-01", freq="MS")})
df = df.merge(m2, on="date", how="left").merge(cpi, on="date", how="left").merge(m2v, on="date", how="left")
df["m2v"] = df["m2v"].ffill()

# Calculer les taux YoY et la série M2 laggée
df["m2_yoy"]       = df["m2sl"].pct_change(12) * 100
df["cpi_yoy"]      = df["cpi"].pct_change(12) * 100
df["m2_yoy_lag15"] = df["m2_yoy"].shift(15)
df["m_x_v"]        = df["m2sl"] * df["m2v"]
df["mv_yoy"]       = df["m_x_v"].pct_change(12) * 100

# Régression par régime — ère monétariste
mono = df[(df.date >= "1960-04-01") & (df.date < "1990-01-01")]
mono = mono.dropna(subset=["m2_yoy_lag15", "cpi_yoy"])
slope, intercept, r, p, se = sst.linregress(mono.m2_yoy_lag15, mono.cpi_yoy)
print(f"Monetarist R²: {r**2*100:.1f}%, slope = {slope:.3f}")

Téléchargement du jeu de données et reproductibilité

805 observations mensuelles · 21 colonnes · janv. 1959 – janv. 2026 · sous licence CC BY 4.0.

Sources et références

• Primary Board of Governors of the Federal Reserve System (US), M2 [M2SL], récupéré depuis FRED, Federal Reserve Bank of St. Louis, mai 2026. https://fred.stlouisfed.org/series/M2SL
• Primary U.S. Bureau of Labor Statistics, Consumer Price Index for All Urban Consumers: All Items in U.S. City Average [CPIAUCSL], récupéré depuis FRED, mai 2026. https://fred.stlouisfed.org/series/CPIAUCSL
• Primary Federal Reserve Bank of St. Louis, Velocity of M2 Money Stock [M2V], récupéré depuis FRED, mai 2026. https://fred.stlouisfed.org/series/M2V
• Research Friedman, Milton, et Anna J. Schwartz (1963). A Monetary History of the United States, 1867–1960. Princeton University Press. Le texte monétariste fondateur établissant la relation de long terme M-P.
• Research Reis, Ricardo (2022). « The Burst of High Inflation in 2021–22: How and Why Did We Get Here? » NBER Working Paper 30214. Discute la rupture et la renaissance partielle des agrégats monétaires dans la prévision d’inflation.
• Research Bordo, Michael D., et Mickey D. Levy (2024). « Do Enlarged Fiscal Deficits Cause Inflation? The Historical Record. » Economic Affairs. Examine le rôle de la croissance monétaire dans les épisodes d’inflation d’après-guerre.
• Research Goodhart, Charles A. E. (1981). « Problems of Monetary Management: The U.K. Experience. » Dans Inflation, Depression, and Economic Policy in the West. La formulation originale de ce qui est devenu la loi de Goodhart sur l’instabilité des cibles d’agrégats monétaires.
• Reference Greenspan, Alan (juillet 1993). « Monetary Policy Report to the Congress. » Federal Reserve Board, audition Humphrey-Hawkins, qui a formellement déclassé M2 en tant que cible du FOMC.
• Reference NBER Recession Dates, Business Cycle Dating Committee, récupéré en mai 2026.

Limites méthodologiques

• La spécification de régression bivariée utilisée tout au long de cette étude est délibérément simple. La Théorie quantitative de la monnaie, la nouvelle courbe de Phillips keynésienne et la théorie budgétaire du niveau des prix impliquent chacune des processus d’inflation plus complexes que cette étude ne teste pas. Les valeurs de R² rapportées sont donc des bornes inférieures de ce qu’une spécification multivariée pourrait atteindre ; elles décrivent la forme populaire de l’affirmation monétariste, pas le maximum théorique.
• Le test de Chow suppose que les erreurs sont indépendantes et identiquement distribuées sous les deux hypothèses. La série CPI YoY présente de l’autocorrélation, ce qui gonfle la significativité statistique apparente des tests de rupture. Le F-statistique de 93,4 devrait être lu comme une preuve d’un changement structurel, pas comme une mesure quantitative précise de son ampleur.
• La série M2 elle-même a changé de composition au cours du temps. La redéfinition de mai 2020 (incorporant les dépôts d’épargne dans M1) est l’exemple le plus récent ; des changements définitionnels antérieurs sont survenus en 1980 (Depository Institutions Deregulation Act) et durant les années 1990 (introduction des comptes balayage). Comparer les niveaux et taux de croissance de M2 à travers les régimes suppose une mesure sous-jacente stable qui n’est pas strictement exacte.
• L’analyse de la distribution à terme utilise des fenêtres chevauchantes de 15 mois. La taille effective d’échantillon pour les statistiques de CPI à terme est plus petite que le décompte d’observations brutes ne le suggère, et les écarts-types sur les médianes conditionnelles par tranche ne sont pas ajustés pour ce chevauchement.
• Le coefficient de pente négatif post-1990 (−0,135) n’a pas d’interprétation causale. C’est un artefact statistique du motif de l’ère brisée, dans lequel la croissance de M2 était élevée et l’inflation restait basse. Les lecteurs ne devraient pas inférer que des hausses de M2 causent des baisses de CPI sur cette période.
• La vitesse de M2 est construite comme PIB nominal / M2, ce qui la rend mathématiquement dépendante des mêmes variables qu’elle est censée expliquer. L’ajustement restauré par la vitesse rapporté dans la section steelman n’est donc pas un test indépendant de la Théorie quantitative ; c’est un contrôle de cohérence sur l’identité MV = PY.

Questions fréquentes

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