Instabilité politique et dynamique des prix en Haiti : une analyse par chocs narratifs

Instabilité politique et dynamique des prix en Haiti : une analyse par chocs narratifs Kensley Blaise a Jean Marie Cayemitte a a Direction de la Recherche Économique et Financière (DREF), Banque de la République d’Haïti (BRH) 1 Mars 2026 Résumé Cet article examine les déterminants de la flambée inflationniste en Haïti. Nous construisons trois séries de chocs par approche narrative (instabilité politique, choc fiscal et marché du travail) et estimons leurs effets sur l’inflation des biens échan- geables et non-échangeables par projections locales (Jordà, 2005). Les resultats in- diquent que le choc d’instabilité politique domine : il entraîne une hausse cumulative de 5,6% de l’IPC des biens échangeables ( t = 1 , 97 ) et de 2,8% de celui des non- échangeables ( t = 1 , 90 ) à horizon de 24 mois. Les chocs fiscal et de marché du travail ont des effets plus faibles et non significatifs. Un modèle back-of-the-envelope articulant un choc d’instabilité politique et un canal du marché du travail permet de rationaliser ces résultats. L’ensemble des estimations suggère que la flambée infla- tionniste procède d’une combinaison des chocs réels et politiques, et que la politique monétaire, ne peut à elle seule contenir une dynamique dont l’origine n’est pas ex- clusivement monétaire. Mots-clés : Inflation, Haïti, instabilité politique, projections locales, biens échan- geables, dominance fiscale, dynamique des prix. Classification JEL : E31, E52, E58, F31, O54. 1. Ce document reflète les opinions des auteurs et ne représente pas nécessairement la position officielle de la Banque de la République d’Haïti. DREF/BRH WP/2026/1 1. Introduction L’économie mondiale a connu une montée généralisée des prix à partir de 2020. Dans les grandes économies avancées, les déficits primaires ont atteint des niveaux historiques, autour de 20% du PIB dans le cas des États-Unis, et Barro et Bianchi (2025) documentent une corrélation significative entre dépenses publiques et inflation dans un panel de pays. Pourtant, en d’Haïti, la flambée des prix semble avoir commencé bien plus tôt, dès 2018, avec une rupture structurelle marquée : entre octobre 1998 et juillet 2018, l’indice des prix à la consommation (IPC) haïtien suivait une pente modérée d’environ 3,2 points par an ; après juillet 2018, cette pente a été multipliée par treize, atteignant 42 points par an. Comment rationaliser cette trajectoire singulière à la lumière des théories macroécono- miques ? Doit-on l’attribuer à des perturbations de l’offre, à un excès de demande, ou à un déséquilibre fiscal perçu comme permanent ? Comme le résume Cochrane (2025), il existe plusieurs grandes théories de l’inflation qui peuvent être mobilisées pour penser notre économie. La première est celle des théories populaires et politiques , qui attribuent l’inflation à des chocs d’offre, à des variations de la demande relative, au pouvoir de monopole, à la cupidité des entreprises ( greedflation ) ou à la spéculation. La deuxième est le monétarisme , selon lequel le niveau des prix est déterminé par l’offre de monnaie. La troisième est la macroéconomie keynésienne tradi- tionnelle , qui constitue le cadre standard des banques centrales et de la communauté de politique économique, articulant courbe de Phillips, écart de production et règles de taux d’intérêt. La quatrième est la nouvelle économie keynésienne (DSGE), modèle dominant dans le monde académique depuis les années 1990 et servant de fondement aux équations des modèles de banques centrales. La cinquième, enfin, est la théorie fiscale du niveau des prix (FTPL), selon laquelle le niveau des prix est déterminé par la quantité de dette (y compris la monnaie) relativement aux anticipations de remboursement futur. Nous écartons d’emblée la première théorie. L’inflation n’est pas, à nos yeux, le résultat de comportements microéconomiques individuels (cupidité, spéculation, pouvoir de mar- ché), mais toujours la manifestation d’un déséquilibre macroéconomique sous-jacent. Les chocs d’offre et de demande relative peuvent modifier les prix relatifs, mais un mouvement généralisé et persistant du niveau général des prix nécessite un mécanisme macroécono- mique. C’est donc parmi les quatre théories restantes que se trouvent les candidats sérieux à l’explication de l’inflation haïtienne, et une investigation empirique approfondie est né- cessaire pour démêler où se situe la vérité. Les données empiriques nous enseignent que, dans la plupart des pays, l’inflation dimi- nue en période de récession et augmente en période d’expansion. Ce fait stylisé, bien docu- menté dans les économies avancées et émergentes, constitue le fondement de la courbe de Phillips et de la plupart des modèles macroéconomiques (Blanchard et Galí, 2007; Walsh, 2017). Or, ce n’est pas le cas d’Haïti. Par n’importe quelle mesure, l’économie haïtienne 1 DREF/BRH WP/2026/1 est en récession profonde : après sept années consécutives de contraction économique, le PIB réel a reculé de façon continue depuis 2018. Pourtant, l’inflation a franchi la barre des 30% en 2024, avec un pic à 49,3%. Cette coexistence d’une récession prolongée et d’une inflation galopante qu’on peut appeler "stagflation" sévère, défie les mécanismes conventionnels de demande agrégée et rend le cadre keynésien traditionnel insuffisant à lui seul. La théorie fiscale du niveau des prix (Cochrane, 2023) offre un cadre alternatif par- ticulièrement prometteur pour le cas haïtien. Selon cette théorie, la dette et les déficits ne sont inflationnistes que si les agents ne s’attendent pas à ce que le gouvernement rem- bourse, c’est-à-dire si la valeur actualisée des surplus primaires futurs est perçue comme insuffisante pour couvrir la dette réelle. L’inflation n’est alors pas un phénomène pu- rement monétaire, mais le reflet d’un déséquilibre fiscal perçu comme permanent. Ce cadre résonne dans le contexte haïtien, où la capacité de l’État à générer des surplus futurs est structurellement compromise par l’instabilité politique et institutionnelle. Le monétarisme, quant à lui, met l’accent sur la croissance de la masse monétaire, un canal pertinent dans un contexte de monétisation des déficits. Les modèles DSGE prédisent que les anticipations d’inflation jouent un rôle central, ce qui est cohérent avec la dollarisation observée. Au-delà de son intérêt académique, la question de l’identification des déterminants de l’inflation en Haïti a des implications directes pour le bien-être des ménages. L’inflation érode la valeur réelle de la richesse et peut exacerber la dollarisation, les agents cherchant à protéger leur épargne en se réfugiant dans le dollar, et pénalise lourdement les ménages les plus vulnérables, dont le panier de consommation est fortement exposé aux produits importés. Ce phénomène est d’autant plus marqué dans une économie caractérisée par une forte migration comme celle d’Haïti, où les transferts de la diaspora représentent plus de 20% du PIB. Pour mener cette investigation, nous mobilisons trois sources données : (i) les données de l’IPC de l’Institut Haitien de Statistique et d’Informatique (IHSI), couvrant 156 caté- gories sur la periode 1998–2024 ; (ii) les données macroéconomiques de la Banque de la République d’Haïti (BRH), comprenant 136 observations (2014–2025) ; et (iii) une base de données inédite sur le marché du travail formel en Haïti, construite par techniques de machine learning (extraction automatisée et classification par apprentissage supervisé), rassemble 14 909 offres d’emploi publiées sur la plateforme JobPaw entre 2009 et 2025. Cette base constitue, à notre connaissance, le premier indicateur structuré du marché du travail formel haïtien et ouvre des perspectives de recherches inédites dans un contexte de pénurie de données. La figure 1 en présente la répartition sectorielle : les ONG représentent 46% des offres, le secteur public 28% et le secteur privé 19%, avec une prédominance des domaines Management/Finance (33%), Santé (13%) et Sciences Humaines (11%). 2 DREF/BRH WP/2026/1 Figure 1 – Répartition par domaine des 14 909 offres d’emploi JobPaw (2009–2025), base constituée par techniques de machine learning . Management/Finance : 33,3%, Santé : 12,8%, Sciences Humaines : 11,3%, Agriculture : 6,6%, Ingénierie : 5,1%. Ce travail apporte deux contributions principales. Premièrement, nous construisons trois séries de chocs par approche narrative (instabilité politique, choc fiscal et marché du travail) et estimons leurs effets différenciés sur l’inflation des biens échangeables et non-échangeables par projections locales (Jordà, 2005). Cette approche permet de tester directement les différents candidats à l’explication de l’inflation haïtienne, dans l’esprit de la FTPL qui met l’accent sur les chocs fiscaux, tout en admettant que d’autres méca- nismes (disruptions d’offre, spirale prix-salaires) peuvent jouer un rôle complémentaire. Deuxièmement, nous proposons un modèle back-of-the-envelope articulant deux équations (un choc d’instabilité politique et un canal du marché du travail) qui rationalise les ré- sultats empiriques et fournit un cadre interprétatif simple, directement testable, tout en identifiant les conditions nécessaires à une modélisation structurelle plus complexe. Nos résultats principaux sont les suivants. Le choc d’instabilité politique domine : il entraîne une hausse cumulative de 5,59% de l’IPC des biens échangeables ( t = 1 , 97 ) et de 2,84% des non-échangeables ( t = 1 , 90 ) à horizon de 24 mois, et constitue le seul choc statistiquement significatif. Les chocs fiscal et du marché du travail ont des effets plus modestes et non significatifs, mais le choc du marché du travail présente un profil intéressant : son effet est plus marqué sur les non-échangeables ( +1 , 59% ) que sur les échangeables ( +0 , 92% ), cohérent avec l’ypothèse d’une spirale prix-salaires naissante dans les secteurs de services et de production locale. Le reste de l’article est organisé comme suit. La section 3 décrit les données, la construc- tion des chocs et la méthodologie. La section 4 présente les faits stylisés. La section 5 présente les résultats des projections locales. La section 6 développe le modèle théorique. La section 7 explore les perspectives. La section 8 conclut. 3 DREF/BRH WP/2026/1 2. Contexte macroéconomique Comprendre la flambée des prix en Haïti nécessite de la replacer dans son contexte macroéconomique et instutionnel élargi. La rupture post-2018, visible identifiée dans les données d’inflation, ne constitue pas un choc exogène isolé, mais l’aboutissement de dés- équilibres qui se sont accumulés sur plusieurs décennies, que les crises politiques et sécu- ritaires postérieures ont considérablement exacerbés. 2.1. Une croissance atone et une inflation volatile (avant 2018) Entre 1999 et 2009, l’économie haïtienne a enregistré une croissance modeste mais positive, avec une progression moyenne du PIB réel de 2,3 % par an. L’inflation a connu des fluctuations marquées durant cette période, avec des pics liés aux crises politiques (2003- 2004) et aux chocs externes (2008) ayant provoquées des tensions sociales dans le pays. Le séisme de janvier 2010 a provoqué une contraction du PIB de 5,5 %, suivie d’une phase de reconstruction qui a temporairement dynamisé l’activité (croissance moyenne de 2,8 % entre 2011 et 2015). Toutefois, cette dynamique s’est essoufflée dès 2016 avec le climat d’incertitude lié aux crises électorales de 2015-2016 ayant contribué à un ralentissement de la croissance entre 2016 et 2018. Bien qu’en accélération progressive, l’inflation demeurait alors inférieure au seuil des 15 %. 2.2. Une rupture post-2018 L’année 2018 constitue un point d’inflexion majeur pour l’économie haïtienne, déclen- ché par l’annonce en juillet d’une révision à la hausse des prix des produits pétroliers dans un contexte de tensions politiques aiguës. Ce choc initial a engendré une contesta- tion sociale d’une ampleur inédite, formalisée par le mouvement « Peyi Lock », dont la répétition chronique a durablement paralysé les circuits productifs. Cette rupture n’est pas seulement conjoncturelle mais structurelle avec des conséquences en termes tensions sur le marché des changes et une forte accélération des prix dans l’économie, contraignant les autorités à un financement accru pour faire face au déséquilibre budgétaire qui s’est radicalement aggravé. Cette accélération fulgurante de l’inflation est exacerbée par une convergence de crises institutionnelles et macroéconomiques profondes. L’instabilité politique persistante, mar- quée notamment par l’assassinat du président en 2021 et la crise sécuritaire de 2022-2024, a instauré un climat d’incertitude systémique. Ce contexte affecte simultanément l’offre, par les perturbations des chaînes de production et d’approvisionnement, et la demande, par la détérioration des anticipations des agents économiques et l’érosion du pouvoir d’achat. Enfin, la situation inflationniste est aggravée par des chocs externes : hausse des prix internationaux des denrées alimentaires et du pétrole en 2021-2022, baisse des transferts de 4 DREF/BRH WP/2026/1 la diaspora durant la pandémie de 2020 et réduction de l’aide internationale. Ces facteurs ont intéragi avec les vulnérabilités internes pour produire une inflation en glissement annuel qui a atteint des pics avoisinant les 20 % en 2019 et 50 % en 2022-2023. La synergie entre ces canaux (fiscal, politique et externe) a donc verrouillé l’économie dans une spirale inflationniste auto-entretenue, caractéristique du nouveau régime observé depuis 2018. 3. Données et Construction des variables 3.1. Données Nous utilisons trois sources : (i) la base microéconomique de l’IHSI couvrant 156 caté- gories de l’IPC, à fréquence mensuelle, d’octobre 1998 à août 2024 (310 observations) ; (ii) les données macroéconomiques de la BRH (Donnees4.xlsx), 136 observations mensuelles (septembre 2014 – décembre 2025) comprenant 16 variables ; (iii) la base JobPaw de 14 909 offres d’emploi formel (2009–2025). Le tableau 1 présente les statistiques descriptives. Table 1 – Statistiques descriptives des variables clés (sept. 2014 – déc. 2025) Variable Obs. Moyenne Éc.-type Min Max Inflation mensuelle (%) 134 1,58 1,33 − 1 , 19 10,99 Taux directeur (%) 136 92,89 31,71 45,49 155,70 Intervention nette (M USD) 136 − 7 , 10 31,31 − 153 , 73 66,00 Prix pétrole (USD/baril) 136 65,98 19,21 17,66 117,75 Croissance M2 (%) 135 1,11 2,07 − 3 , 45 8,89 Balance commerciale (M USD) 133 − 257 , 13 64,19 − 410 , 29 − 102 , 85 3.2. Décomposition échangeables/non-échangeables Les 156 catégories de l’IPC sont classées en biens échangeables (115 catégories : produits importés, biens manufacturés, carburants, produits alimentaires transformés) et biens non-échangeables (41 catégories : loyers, services de santé, éducation, trans- port local, services domestiques, produits agricoles locaux). Sur la période d’estima- tion (septembre 2014 – août 2024, 120 observations), l’inflation mensuelle moyenne des échangeables est de 1,51% (éc.-type 1,36) contre 1,24% (éc.-type 1,15) pour les non- échangeables, soit un différentiel de 0,27 point de pourcentage reflétant le rôle du taux de change dans la formation des prix. 3.3. Construction des chocs : approche narrative Nous construisons trois séries de chocs plausiblement exogènes, suivant une approche narrative inspirée de Cerra et Saxena (2008) et Stock et Watson (2018). 5 DREF/BRH WP/2026/1 Choc d’instabilité politique ( s P t ). Variable d’intensité (0–2) codée à partir des évé- nements documentés : “Peyi Lock” (juillet 2018, s P = 2 ), manifestations anti-gouvernementales (2019, s P = 1 , 5 – 2 ), assassinat du président (juillet 2021, s P = 2 ), crise sécuritaire (2023– 24, s P = 1 , 5 – 2 ). Sur 136 mois, 75 enregistrent un choc positif. Choc fiscal ( s F t ). Résidu standardisé (inversé) d’un modèle AR(1) sur la balance fiscale : BF t = c + ρ · BF t − 1 + ε t , avec ˆ ρ = 0 , 556 . Un choc fiscal positif correspond à une surprise négative de la balance fiscale (détérioration inattendue du déficit). Les chocs les plus importants surviennent en janvier 2022 (2,0 écarts-types), février 2023 (1,8 ET) et février 2024 (1,7 ET). Choc du marché du travail ( s L t ). Déviation standardisée (inversée) du cycle annuel des offres d’emploi JobPaw par rapport à la tendance (moyenne mobile centrée d’ordre 3, interpolée au mensuel). Un choc positif correspond à une contraction de l’emploi formel. Le pic se situe en 2019–2020 (post-“Peyi Lock” et pandémie). La figure 2 présente les trois séries de chocs. Les corrélations croisées sont faibles ( | ˆ r | < 0 , 13 pour toutes les paires), ce qui favorise l’identification des effets individuels. Figure 2 – Séries de chocs construites par approche narrative (sept. 2014 – déc. 2025). Panel A : inflation. Panel B : choc d’instabilité politique. Panel C : choc fiscal (résidu AR(1) inversé). Panel D : choc du marché du travail (cycle JobPaw inversé). 6 DREF/BRH WP/2026/1 4. Faits Stylisés Cette section documente les principales transformations de la dynamique des prix en Haïti depuis la fin des années 1990. L’objectif est d’établir des faits empiriques robustes qui guideront l’analyse économétrique ultérieure. Quatre faits émergent : (i) une rupture structurelle post-2018, (ii) une augmentation marquée de la dispersion intersectorielle des prix, (iii) une divergence entre biens échangeables et non-échangeables, et (iv) un étalement croissant de la distribution des variations des prix. 4.1. Fait 1 : Un changement structurel post-2018. La figure 3 montre une rupture dans la tendance de l’IPC global à partir de 2018. Sur la periode octobre 1998–juillet 2018, la tendance moyenne de l’IPC est relativement modérée, avec une pente annuelle d’environ 3,2 points d’indice par an. Après le choc de juillet 2018, elle a bondi à 42 points par an, soit une multiplication par 13 du rythme d’accumulation des prix. Cette ruptue coincide avec une période d’instabilité politique, exacerbée par les pro- blemes d’insécurité. Toutefois, a ce stade, il s’agit d’un constat descriptif. Ce premier fait stylisé suggère l’emergence d’un nouveau régime inflationniste caractérisé par une accélé- ration persistant, une absence de retour à la tendance antérieur ainsi qu’une dynamique compatible avec des chocs de nature structurelle. Figure 3 – Changement de régime dans l’IPC haïtien (1998–2024) 4.2. Fait 2 : Une explosion de la dispersion des prix entre caté- gories La figure 4 illustre l’évolution de l’IPC pour les 156 catégories de produits composant le panier de consommation. Avant 2018, les trajectoires sectorielles sont relativement ho- mogènes : les prix évoluent de manière parallèle avec une dispersion modérée. Toutefois, 7 DREF/BRH WP/2026/1 après 2018, la dispersion augmente significativement : si certaines catégories connaissent des hausses extrêmement rapides, d’autres progressent plus lentement, ce qui montre que l’éventail des variations s’élargit fortement. Cette augmentation de l’hétérogénéité est informative. Dans les modèles purement monétaires à neutralité sectorielle, on s’attend à des ajustements plus homogènes du ni- veau général des prix. Or, une dispersion croissante peut réfléter un canal de transmission à travers les importations, des chocs d’offre sectoriels, rigidités différenciés, ce qui suggère des réponses différenciées selon les secteurs. Par conséquent, l’analyse de cette dispersion devient un axe central pour une étude sectorielle approfondie. Figure 4 – Évolution de l’IPC pour les 156 catégories de produits 4.3. Fait 3 : Divergence entre biens échangeables et non-échangeables Afin d’identifier le rôle du canal externe, nous décompossons les 156 catégories en 115 catégories de biens échangeables (produits importés, biens manufacturés, carburants, produits alimentaires transformés) et 41 catégories de biens non-échangeables (loyers, services de santé, éducation, transport local, services domestiques).La figure 5 montre qu’avant 2018, les deux séries évoluent de façon quasi parallèle. Après le choc de juillet 2018, les biens échangeables accélèrent plus fortement que les non-échangeables, avec un écart qui se creuse de façon continue. Sur la période récente, l’inflation mensuelle moyenne des échangeables atteint 1,06% (écart-type 1,16) contre 0,94% (écart-type 1,09) pour les non-échangeables. Le différentiel, bien que modéré en moyenne (0,12 point), devient économiquement significatif lorsqu’il est accumulé sur plusieurs années. Cette divergence est cohérente avec un canal de transmissions par lintermédiaire du taux de change. Dans une économie fortement importatrice comme celle d’Haiti, la dépré- ciation renchérit directement les biens échangeables, tandis que les biens non-échangeables sont affectés indirectement via les couts intermédiaires ou les effets de second tour. Ces faits stylisés suggerent que toute explication de la flambée en Haiti doit intégrer explicitement la dimension externe. 8 DREF/BRH WP/2026/1 Figure 5 – Évolution de l’IPC : biens échangeables vs non-échangeables (oct. 1998 – août 2024) 4.4. Fait 4 : La distribution de l’IPC se déforme et s’étale dans le temps. La figure 6 présente l’estimation par noyau de la distribution de l’IPC à travers les 156 catégories de produits, à intervalles de cinq ans. En 1998, la distribution est concentrée autour d’une moyenne basse (16,3 points) avec une faible dispersion. Au fil du temps, la distribution se déplace vers la droite et s’aplatit progressivement. Le basculement est particulièrement frappant entre 2018 et 2023 : la distribution passe d’une forme serrée autour de 112 points à une distribution très étalée (moyenne de 326 points, maximum à 693), avec une queue droite épaisse traduisant l’existence de catégories de produits dont les prix ont explosé. Cet étalement croissant signifie que la hausse des prix n’affecte pas tous les biens de façon uniforme, certaines catégories subissant des augmentations plusieurs fois supérieures à la moyenne. Une telle déformation de la distribution est difficilement compatible avec l’hypothèse d’un choc de demande agrégé uniforme. Elle suggère plutôt la présence de chocs sectoriels ou idiosyncratiques, affectant de manière différenciée les composantes de l’indice des prix. 9 DREF/BRH WP/2026/1 Figure 6 – Distribution de l’IPC tous les cinq ans (estimation par noyau, 156 catégories) 5. Résultats des Projections Locales 5.1. Projections locales Nous estimons les fonctions de réponse impulsionnelle (IRFs) par projections locales (Jordà, 2005). Pour chaque horizon h = 0 , 1 , . . . , 24 mois : ln IPC t + h − ln IPC t = α h + β h · s j t + 2 ∑ ℓ =1 γ h,ℓ · π t − ℓ + 2 ∑ ℓ =1 δ h,ℓ · s j t − ℓ + ε t + h (1) où j ∈ { P, F, L } désigne respectivement les chcos d’instabilité politique, fiscal et de ten- sions sur le marché du travail sur l’inflation cumulative à l’horizon h . L’IPC est calculé séparément pour l’agrégat, les échangeables et les non-échangeables. Les erreurs-types sont corrigées par la méthode HAC de Newey-West avec h + 1 retards. 5.2. Résultats : Vue d’ensemble La figure 7 présente les IRFs pour les trois chocs, avec les réponses de l’inflation agrégée, des échangeables et des non-échangeables. Le tableau 2 résume les pics de réponse. 10 DREF/BRH WP/2026/1 Figure 7 – IRFs des projections locales : réponse cumulative de l’IPC aux trois chocs narratifs (bandes : IC 90%, erreurs-types HAC Newey-West). Table 2 – Résumé des projections locales : pics de réponse cumulative Inflation Choc Horizon pic ˆ β h (%) Éc.-type t -stat Agrégée Instabilité politique 24 4,93 2,54 1,94* Agrégée Choc fiscal 21 1,42 1,39 1,02 Agrégée Marché du travail 15 0,90 1,07 0,84 Échangeables Instabilité politique 24 5,59 2,84 1,97** Échangeables Choc fiscal 21 1,70 1,47 1,16 Échangeables Marché du travail 4 0,92 0,59 1,55 Non-échangeables Instabilité politique 17 2,84 1,49 1,90* Non-échangeables Choc fiscal 21 0,53 1,13 0,47 Non-échangeables Marché du travail 22 1,59 1,11 1,42 ** p < 0 , 05 ; * p < 0 , 10 . Erreurs-types HAC Newey-West. 120 observations. 5.3. Le choc politique domine Le résultat central est la dominance du choc d’instabilité politique . Une augmen- tation d’une unité de l’indicateur s P t entraîne une hausse cumulative de l’IPC de 4,93% à horizon de 24 mois pour l’agrégat ( t = 1 , 94 , significatif au seuil de 10%). L’effet est mo- notone croissant, sans signe de retour à la moyenne, ce qui suggère un effet persistent sur le niveau des prix, cohérent avec l’hypothèse d’un changement de régime inflationniste. 5.4. Échangeables vs. non-échangeables La figure 8 et le tableau 2 révèlent une asymétrie importante entre les deux catégories de biens. 11 DREF/BRH WP/2026/1 Figure 8 – IRFs : biens échangeables (haut) vs. non-échangeables (bas) pour les trois chocs. Bandes : IC 90%. Choc politique. Les biens échangeables répondent plus fortement (pic : +5 , 59% , t = 1 , 97 ) que les non-échangeables (pic : +2 , 84% , t = 1 , 90 ). Cet écart de près du double reflète le canal du taux de change : l’instabilité politique provoque une fuite de capitaux et une dépréciation du change qui renchérissent directement les biens importés et les produits exposés à la concurrence internationale. Les non-échangeables sont affectés plus lentement (pic à h = 17 vs. h = 24 ), via les effets de second tour (hausse des coûts de production). La persistance de l’effet mérite d’être soulignée. À 24 mois, la réponse cumulative de l’IPC des biens échangeables continue de croître sans montrer de signe d’épuisement. Cette persistance est cohérente avec l’idée que l’instabilité politique n’est pas un choc temporaire, mais un état durable qui modifie en profondeur les anticipations des agents économiques et le fonctionnement des marchés. Choc fiscal. L’effet est plus fort sur les échangeables ( +1 , 70% ) que sur les non- échangeables ( +0 , 53% ), mais n’est statistiquement significatif pour aucune catégorie. Ce résultat suggère que le canal fiscal-monétaire opère principalement via le taux de change (monétisation → dépréciation → inflation importée), sans effet direct sur les prix domes- tiques. Choc du marché du travail. Le choc de tensions sur le marché du travail présente un profil distinct, avec une asymétrie inversée par rapport aux deux autres chocs. L’effet sur les non-échangeables ( +1 , 59% , t = 1 , 42 ) dépasse celui sur les échangeables (pic à h = 4 : +0 , 92% , t = 1 , 55 ). Ce résultat est cohérent avec le mécanisme de spirale prix-salaires : une contraction de l’emploi formel augmente les coûts salariaux dans les secteurs de services et 12 DREF/BRH WP/2026/1 de production locale (non-échangeables), tandis que les prix des biens importés dépendent davantage du taux de change mondial. 5.5. Hiérarchie des chocs Nos résultats permettent de répondre à la question initiale et d’établir une hiérarchie claire entre les trois types de chocs. L’instabilité politique arrive en tête : c’est le choc le plus fort et le seul statistiquement significatif, agissant à la fois sur les biens échangeables par le canal du taux de change et sur les non-échangeables à travers les perturbations de l’offre. Le choc fiscal se classe en deuxième position, avec un effet modéré concentré sur les échangeables mais non significatif, cohérent avec un canal indirect passant par la monétisation du déficit et la dépréciation du change. Le choc du marché du travail arrive en dernier en termes d’amplitude, mais présente un profil intéressant : son effet est plus marqué sur les non-échangeables que sur les échangeables, ouvrant la piste d’une spirale prix-salaires à confirmer avec des données plus fines. 6. Un Modèle Simple de la Dynamique des Prix Les résultats des projections locales établissent trois faits empiriques qui appellent un cadre interprétatif cohérent : (i) le choc d’instabilité politique domine les autres chocs, en amplitude et en significativité (ii) les biens échangeables répondent plus fortement que les non-échangeables au choc politique, et (iii) le choc de tensions sur le marché du travail présente le profil sectoriel inverse, avec un effet relativement plus marqué sur les biens non-échangeables. Nous proposons ici un modèle simple, en équilibre partiel, qui rationalise ces trois faits. L’ambition est délibérément modeste mais, à notre connaissance, elle n’a pas été formalisée dans le contexte haïtien. Il s’agit moins de proposer un modèle structurel complet que de fournir un cadre interprétatif mininal dont les prédictions sont directement confrontables aux estimations empiriques de la section 5. Nous la présentons ici comme point de départ d’un programme de recherche plus ambitieux visant à construire un modèle d’équilibre général du niveau des prix en Haïti. Cette proposition doit être comprise comme un point de départ, en vue du dévelop- pement ultérieur d’un modèle d’équilibre général du niveau des prix en Haïti. 6.1. Environnement Considérons une petite économie ouverte avec deux secteurs de biens : les biens échangeables ( T ), dont les prix dépendent du taux de change nominal, et les biens non- échangeables ( N T ), dont les prix dépendent des coûts de production domestiques. L’éco- nomie est sujette à trois types de chocs : un choc d’instabilité politique s P t , un choc fiscal 13 DREF/BRH WP/2026/1 s F t ≡ g t − τ t (déficit primaire), et un choc du marché du travail s L t (écart de l’emploi à son niveau tendanciel). Le taux de change nominal e t et le salaire nominal w t sont endogènes. 6.2. Formation des prix L’inflation agrégée est une moyenne pondérée de l’inflation des deux secteurs : π t = ω π T t + (1 − ω ) π N T t (2) où ω ∈ (0 , 1) est la part des biens échangeables dans le panier de consommation. L’inflation sectorielle obéit à : π T t = ρ T π T t − 1 + α T ∆ e t + β T s P t + γ T s F t + ε T t (3) π N T t = ρ N T π N T t − 1 + α N T ∆ e t + β N T s P t + γ N T s F t + μ ∆ w t + ε N T t (4) L’équation (3) capture la formation des prix des biens importés : le pass-through du change ( α T ), l’effet direct de l’instabilité politique ( β T , par les disruptions d’offre et la fuite de capitaux), et le canal fiscal ( γ T , par la monétisation des déficits). L’équation (4) ajoute un canal spécifique aux non-échangeables : la croissance des salaires nominaux ∆ w t , pondérée par la part du travail dans les coûts de production ( μ ). La distinction cruciale est que α T > α N T : les biens importés sont mécaniquement plus exposés aux variations du taux de change que les services et biens produits localement. 6.3. Détermination des salaires Les salaires nominaux sont déterminés par une courbe de Phillips augmentée des an- ticipations : ∆ w t = π e t + ϕ ( n t − ¯ n ) + δ ∆ z t + η t (5) où π e t désigne l’inflation anticipée, ( n t − ¯ n ) l’écart de l’emploi à son niveau tendanciel, ∆ z t la croissance de la productivité, et η t un terme d’erreur. Le paramètre clé est ϕ > 0 , qui capture la sensibilité des salaires aux tensions sur le marché du travail : une contraction de l’emploi formel ( n t < ¯ n ) exerce une pression à la baisse sur les salaires, mais l’indexation aux anticipations d’inflation ( π e t ) peut dominer, générant une spirale prix-salaires. 6.4. Inflation réduite En substituant (5) dans (4), puis en agrégeant via (2), on obtient la forme réduite de l’inflation : π t = ρ π t − 1 + α ∆ e t + β s P t + γ s F t + μϕ ( n t − ¯ n ) + ν t (6) 14 DREF/BRH WP/2026/1 où ρ , α , β , γ sont des moyennes pondérées des paramètres sectoriels, et le terme μϕ ( n t − ¯ n ) capture la spirale prix-salaires. Cette équation résume la dynamique des prix en cinq composantes : persistance, pass-through du change, choc politique, canal fiscal, et spirale prix-salaires. Le modèle génère trois propositions testables. Proposition 1 (Dominance du choc politique). Si β s P t ≫ γ s F t et β s P t ≫ μϕ ( n t − ¯ n ) , alors la dynamique des prix est principalement déterminée par les épisodes d’instabilité politique. La proposition 1 est une conséquence directe de (6) : lorsque le choc politique domine en amplitude, les autres sources d’inflation deviennent des perturbations de second ordre. Les projections locales confirment cette prédiction. L’effet cumulé du choc politique sur l’IPC agrégé atteint +4 , 93% à h = 24 ( t = 1 , 94 ), contre +1 , 40% pour le choc fiscal (non significatif) et +0 , 92% pour le choc du marché du travail (non significatif). La hiérarchie empirique est donc : ∂π ∂s P ≫ ∂π ∂s F > ∂π ∂s L (7) L’inertie inflationniste estimée ( ˆ ρ = 0 , 536 ) implique un multiplicateur de long terme de 1 / (1 − ˆ ρ ) = 2 , 15 : chaque choc initial de 1 point de pourcentage génère un effet cumulé de 2,15 points, amplifiant mécaniquement la dominance du choc politique. Proposition 2 (Asymétrie sectorielle du choc politique). Si α T > α N T et si le choc politique agit en partie via la dépréciation du change, alors ∂π T /∂s P > ∂π N T /∂s P . L’intuition est la suivante. L’instabilité politique provoque une fuite de capitaux et une dépréciation du change. Cette dépréciation se transmet mécaniquement aux prix des biens importés (pass-through élevé, α T ), tandis que les biens non-échangeables ne sont affectés qu’indirectement, par l’intermédiaire d’une hausse des coûts des intrants importés. Le modèle prédit donc que les biens échangeables répondent plus fortement au choc politique que les non-échangeables. Les projections locales confirment cette prédiction de façon précise : le choc politique génère une hausse cumulative de +5 , 59% de l’IPC des échangeables ( t = 1 , 97 ) contre +2 , 84% des non-échangeables ( t = 1 , 90 ), soit un rapport de près de deux pour un. Proposition 3 (Asymétrie inversée du choc du marché du travail). Si μ > 0 et si la part du travail dans les coûts est plus élevée pour les non-échangeables, alors ∂π N T /∂s L > ∂π T /∂s L . Cette proposition découle de l’équation (4) : le terme μ ∆ w t n’apparaît que dans l’in- flation des non-échangeables. Les secteurs de services, de production locale et de construc- tion sont intensifs en main-d’œuvre domestique ; leurs prix dépendent donc davantage des conditions du marché du travail que ceux des biens importés, dont le prix est largement 15 DREF/BRH WP/2026/1 déterminé sur les marchés internationaux. Les projections locales confirment ce profil in- versé : le choc du marché du travail génère un effet de +1 , 59% sur les non-échangeables ( t = 1 , 42 ) contre +0 , 92% sur les échangeables ( t = 1 , 55 ), cohérent avec une spirale prix-salaires naissante dans les secteurs de production locale. 6.5. Discussion Le modèle est volontairement simple. Il opère en équilibre partiel, traite le taux de change et l’emploi comme exogènes, et n’intègre ni les anticipations rationnelles ni les interactions entre politique monétaire et politique fiscale. Ces simplifications sont le prix de la transparence : chaque proposition est directement testable et chaque paramètre a une contrepartie empirique dans les projections locales. Cette simplicité est aussi une invitation. Le cadre présenté ici constitue, à notre sens, le point de départ naturel d’un modèle d’équilibre général du niveau des prix en Haïti. Un tel modèle devrait endogénéiser le taux de change (par une condition de parité ou un modèle de portefeuille), intégrer la contrainte budgétaire intertemporelle du gouvernement dans l’esprit de la FTPL (Cochrane, 2023), modéliser les anticipations d’inflation et leur rôle dans la dollarisation, et incorporer les frictions du marché du travail mises en évidence par les données JobPaw. Les trois propositions établies ici fournissent les moments empiriques que tout modèle structurel devra reproduire. 7. Perspectives La base JobPaw présentée dans l’introduction (figure 1) permet de tester empirique- ment l’équation (5). La figure 9 présente l’évolution annuelle du nombre d’offres d’emploi. On observe des baisses marquées lors du séisme de 2010, de la crise de 2018 et de la pan- démie de 2020, autant de manifestations du choc s P t sur le marché du travail. Ces données ouvrent la voie à l’estimation directe du coefficient ϕ de l’équation (5). Figure 9 – Évolution annuelle des offres d’emploi JobPaw (2009–2025). 16 DREF/BRH WP/2026/1 8. Conclusion Cet article a apporté des éléments de réponse à la question de savoir ce qui explique la flambée inflationniste en Haïti. À partir de trois séries de chocs narratifs et de projec- tions locales sur les données de l’IPC désagrégé (156 catégories, 1998–2024) et macroé- conomiques de la BRH (136 observations, 2014–2025), nous parvenons aux conclusions suivantes. Le choc d’instabilité politique est le déterminant principal de la dynamique des prix : il génère une hausse cumulative de 5,6% de l’IPC des biens échangeables et de 2,8% des non-échangeables, avec une asymétrie reflétant le rôle du taux de change. Le choc fiscal a un effet modéré concentré sur les échangeables, tandis que le choc du marché du travail affecte davantage les non-échangeables, un profil cohérent avec une spirale prix-salaires naissante. Le modèle de la section 6 rationalise ces résultats à travers trois propositions testables : la dominance du choc politique (Proposition 1), l’asymétrie sectorielle via le pass-through du change (Proposition 2), et la spirale prix-salaires sur les non-échangeables (Proposition 3). Ce cadre, volontairement simple, constitue le point de départ d’un programme de recherche visant à construire un modèle d’équilibre général du niveau des prix en Haïti. Ces résultats ont des implications directes pour la politique économique. La stabilité politique apparaît comme une condition nécessaire à la stabilité des prix, ce qui place les enjeux de gouvernance au cœur de la lutte contre l’inflation. Par ailleurs, les politiques visant à réduire le pass-through du taux de change, notamment la diversification des sources d’importation et le soutien à la production locale, pourraient atténuer l’impact des chocs politiques sur les prix. Enfin, le suivi de la spirale prix-salaires à travers les données du marché du travail formel constitue une piste de recherche prometteuse pour anticiper les pressions inflationnistes de second tour. Références Barro, R. J. et Bianchi, F. (2025). Fiscal influences on inflation in OECD countries, 2020– 2023. Journal of Monetary Economics , à paraître. Blanchard, O. et Galí, J. (2007). Real wage rigidities and the New Keynesian model. Journal of Money, Credit and Banking , 39(s1), 35–65. Burstein, A. et Gopinath, G. (2014). International prices and exchange rates. 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