Prix de l’or : sa hausse vient-elle vraiment de l’effondrement des monnaies ?

Cette enquête passe au crible une conclusion que trop d'experts assènent comme une évidence, sans jamais la démontrer : l'or n'a pas monté, ce sont les monnaies qui se sont effondrées. Pour la tester, nous comparons l'or à trois repères : la valeur des monnaies entre elles, le coût de la vie et la quantité de monnaie. Le calcul est effectué dans huit zones monétaires, puis les résultats sont réunis. Ils montrent ce qui reste de la hausse de l'or après chaque comparaison.

Repères — Niveau : Avancé · Prérequis : chapitre 25 et chapitre 26
Fenêtre : janvier 1999 – mai 2026 · Panier : huit zones monétaires · Sources : LBMA, Réserve fédérale, banques centrales et instituts statistiques.

Ce que montrent les chiffres

De janvier 1999 à mai 2026, l'once d'or est passée de 287 à 4 587 dollars : une hausse d'environ 1 500 %, soit 10,7 % par an.

Mais un prix en dollars ne suffit pas à dire ce qui a réellement changé. Imaginons que l'once passe de 1 000 à 2 000 dollars. Si tous les autres prix doublent au même moment, cette once n'achète pas plus de biens qu'avant : c'est le pouvoir d'achat du dollar qui a baissé. Si les autres prix restent stables, en revanche, la même once permet d'acheter deux fois plus de biens. Pour savoir dans quelle situation nous nous trouvons, il faut donc comparer l'or à d'autres repères que son seul prix en dollars.

Pour répondre, l'enquête mesure d'abord le prix de l'or dans huit grandes monnaies internationales, afin de vérifier si la hausse apparaît partout ou seulement en dollars. Dans chaque zone, elle compare ensuite l'or à l'indice local des prix du quotidien, puis à l'agrégat local de monnaie large — M2, M3, M4, M2++ ou équivalent. Enfin, elle rassemble les huit résultats par une moyenne géométrique équipondérée : chaque zone compte pour un huitième. Le but est de voir quelle part de la hausse reste après chacune de ces comparaisons.

Les deux dernières lignes sont deux tests séparés : chacune repart de la hausse initiale d'environ 1 500 %. On ne retire donc pas d'abord les prix, puis la monnaie. Sur l'échelle logarithmique utilisée dans l'enquête, le calcul retranche 18 % de la hausse avec les prix et 59 % avec la quantité de monnaie. La méthode est détaillée en annexe A.

En clair. Depuis 1999, le prix de l'or a augmenté d'environ 1 500 %. Sur la même période, l'indice composite des prix du quotidien des huit zones a augmenté d'environ 67 % : après cette correction, la hausse de l'or reste d'environ 860 % en pouvoir d'achat. L'indice composite de monnaie large a augmenté d'environ 410 % : dans cette autre comparaison, la hausse de l'or reste d'environ 210 %, soit 4,3 % par an. L'inflation et la croissance de la monnaie réduisent donc fortement la hausse mesurée, mais aucune des deux ne la fait disparaître.

Avant de conclure, trois points importants :

• La hausse de l'or vient-elle seulement des variations de la valeur du dollar ? Non. L'or a monté dans les huit monnaies étudiées. Même en franc suisse — la monnaie la plus solide du panier — son prix a augmenté de 804 %. Le mouvement du dollar face aux sept autres monnaies ne représente que 2 % de la hausse mesurée.
• Ces calculs expliquent-ils pourquoi l'or a monté ? Non. Ils montrent seulement ce qu'il reste de la hausse lorsque l'or est comparé aux prix du quotidien ou à la quantité de monnaie. Ils ne prouvent pas que l'un de ces facteurs a causé une part précise de la hausse.
• Le résultat change-t-il selon la période étudiée ? Oui. L'année 1999 est la première année commune disponible pour les huit zones, mais elle correspond aussi à une phase de prix de l'or très bas, durant laquelle les ventes non coordonnées de banques centrales pesaient sur le marché. Partir d'un niveau bas accentue la hausse cumulée. Selon les dates de départ et d'arrivée, la part retranchée par la comparaison avec la quantité de monnaie varie ainsi de 39 % à 80 %. De plus, l'or baisse environ un trimestre sur trois, alors que la quantité de monnaie augmente presque toujours : les deux n'évoluent donc pas automatiquement ensemble.

La hausse du prix de l'or vient-elle vraiment de l'effondrement des monnaies ? Pas exactement. Depuis 1999, le prix de l'or a augmenté d'environ 1 500 %. Les trois résultats suivants proviennent de tests séparés et ne s'additionnent pas : le test du dollar retranche 2 % de la hausse, celui des prix du quotidien 18 %, et celui de la monnaie large 59 %. Dans ce seul test monétaire, il reste donc 41 % de la hausse logarithmique initiale. Cela correspond à une progression de l'or d'environ 210 % par rapport à la monnaie large, soit 4,3 % par an. Ces comparaisons réduisent fortement la hausse de l'or sans la faire disparaître : parler d'« effondrement » des monnaies est excessif.

Au-delà de l'inflation, de la création monétaire et des taux de change, quels autres facteurs ont pu contribuer à la hausse de l'or ? Plusieurs explications sont possibles. L'enquête les examine plus loin :

• des placements devenus moins rémunérateurs : l'or ne rapporte ni intérêt ni loyer. Mais lorsque l'épargne sans risque rapporte peu une fois l'inflation retirée, renoncer à ces intérêts pour détenir de l'or devient moins pénalisant ;
• les achats des banques centrales : entre 2021 et 2025, elles ont acheté environ 225 tonnes d'or par trimestre, deux fois plus qu'à la fin des années 2010. Cette demande supplémentaire a pu soutenir le prix ;
• une production difficile à augmenter rapidement : l'ouverture ou l'agrandissement d'une mine prend plusieurs années. Lorsque la demande augmente, l'offre ne peut donc pas suivre immédiatement, ce qui peut soutenir le prix de l'or ;
• la peur et l'incertitude : les dettes publiques ou les tensions géopolitiques peuvent pousser certains investisseurs vers l'or. Une obligation ou un dépôt bancaire dépend de la capacité d'un débiteur à rembourser, tandis qu'une action dépend des résultats d'une entreprise. L'or, lui, n'est la dette de personne.

Au sommaire

1. La thèse, et pourquoi elle résiste à l'examen
2. L'instrument : huit monnaies pour éviter le biais d'une seule
3. Test 1 — quelle part vient directement du dollar ?
4. Test 2 — quelle part correspond à la hausse des prix ?
5. Test 3 — que devient la hausse face à la quantité de monnaie ?
6. Et si toutes les monnaies se dégradaient ensemble ?
7. Ce qui est stable, ce qui ne l'est pas
8. Bilan des trois comparaisons
9. Ce que la décomposition dit — et ne dit pas
10. Le cas américain sur longue période

Annexes : A · refaire le calcul · B · dix erreurs · C · glossaire · Sources et méthode

La thèse, et pourquoi elle résiste à l'examen

Ce qu'on entend partout

En janvier 1999, l'once d'or valait 287 dollars. En mai 2026, elle en valait 4 587. Son prix a donc été multiplié par 15,98, soit une hausse moyenne de 10,67 % par an. Face à un tel chiffre, une explication revient plus souvent que toutes les autres : l'or n'a pas monté, ce sont les monnaies qui se sont effondrées.

La thèse est séduisante parce qu'elle est cohérente. L'or est un stock physique dont la production progresse lentement : personne ne peut en créer beaucoup par une simple décision administrative. Les monnaies, elles, sont émises, et leur quantité a fortement augmenté. Il paraît donc naturel que le prix de l'or ne mesure pas seulement l'or, mais aussi l'évolution de ce avec quoi on le paie.

Cette enquête a un seul objet : déterminer jusqu'où les données soutiennent cette thèse, et à partir d'où elles cessent de la soutenir. Une précision guidera toute la démarche : comparer deux séries permet une décomposition comptable, mais ne suffit pas, à elle seule, à prouver une cause.

Le piège : on ne peut pas répondre en regardant le prix de l'or

Un mot de vocabulaire, d'abord. Le numéraire est l'unité dans laquelle on exprime une valeur. Le dollar est le numéraire habituel de l'or, mais rien ne l'impose : on peut coter l'or en euros, en barils de pétrole ou en heures de travail. Chaque numéraire donne un chiffre différent — et une histoire différente.

La difficulté est plus profonde qu'il n'y paraît. Un prix n'est jamais une propriété d'une chose ; c'est un rapport entre deux choses. Quand on écrit que l'once vaut 4 587 dollars, on énonce que le marché échange une once contre 4 587 dollars — rien de plus. Deux scénarios parfaitement opposés sont compatibles avec cette observation.

Premier scénario (A) : l'or est devenu plus désirable, il faut donc offrir davantage pour en obtenir. Second scénario (B) : l'or n'a pas bougé d'un iota, mais le dollar perd en valeur, si bien qu'il en faut plus pour acheter la même chose. Le prix affiché est identique dans les deux cas.

Supposons que rien ne change du côté de l'or — même demande, même production — mais que chaque dollar perde la moitié de son pouvoir d'achat. Le prix affiché double. L'observateur qui ne regarde que ce prix conclura que l'or a doublé de valeur. Il aura tort : une once n'achète pas davantage de biens qu'avant ; c'est le dollar qui a perdu du pouvoir d'achat.

Figure 1. Deux explications compatibles avec le même doublement du prix de l'or en dollars. À gauche, une once permet d'acheter deux fois plus de biens : le pouvoir d'achat de l'or a augmenté. À droite, elle permet toujours d'acheter le même panier : c'est le dollar qui a perdu du pouvoir d'achat. Ces deux cas sont les extrémités d'un continuum, rappelé par le rail du bas : un mouvement réel combine les deux, dans des proportions que le prix affiché ne révèle pas. Schéma de l'auteur.

Voilà le piège. Observer seulement le prix de l'or en dollars ne permet pas de distinguer une hausse propre de l'or d'une perte de pouvoir d'achat du dollar. Conclure immédiatement à « l'effondrement des monnaies » à partir de ce seul prix revient donc à supposer ce que l'on cherche à démontrer.

Une précision s'impose ici, car les deux scénarios présentés sont des cas purs, choisis pour isoler chaque mécanisme. Ils ne s'excluent pas : dans la réalité, la valeur propre de l'or et le pouvoir d'achat du dollar bougent en même temps, et le prix affiché mêle les deux effets — auxquels s'ajoute le mouvement du dollar contre les autres devises. La question utile n'est donc pas « lequel des deux ? », mais « dans quelles proportions ? » : où se place le mouvement observé entre ces deux extrêmes. C'est précisément ce que les tests qui suivent cherchent à cerner — chacun retire une part de la hausse et laisse voir ce qui subsiste.

Sortir du piège : trois comparaisons et une limite

Il n'existe pas de valeur absolue de l'or, ni d'aucun actif : toute valeur est un rapport, et un rapport a toujours un dénominateur. Nous ne chercherons donc pas à sortir du rapport, mais à changer méthodiquement de dénominateur.

Or « une monnaie s'effondre » ne veut pas dire une chose, mais plusieurs. Trois lectures observables sont couramment confondues dans le débat ; une quatrième demeure partiellement hors de portée. Nous allons les examiner séparément.

Le principe commun aux tests 2 et 3 est simple : un prix de l'or en yens se compare aux prix et à la monnaie du Japon, un prix en francs aux données suisses, et ainsi de suite. La quatrième ligne traite ensuite ce qui peut encore échapper à ces mesures.

Trois niveaux de preuve à ne pas confondre

• Exact par construction — Une identité comptable se vérifie comme une égalité. Elle décrit parfaitement les nombres retenus.
• Sensibilité testée — On change séparément une série, une zone ou une date, puis on indique clairement ce qui reste stable et ce qui varie fortement.
• Causal — Il faudrait montrer que la monnaie provoque le mouvement de l'or, toutes choses égales par ailleurs. Cette enquête ne prétend pas franchir ce troisième niveau.

Cette distinction guide la lecture de l'enquête : les tests qui suivent sont des tests de mesure et de sensibilité, pas une expérience capable d'isoler une cause unique.

Construisons maintenant la méthode commune qui permettra d'effectuer ces comparaisons.

L'instrument : huit monnaies pour éviter le biais d'une seule

L'intuition

Une hausse observée uniquement en dollars peut venir en partie du dollar lui-même. En répétant le calcul dans huit monnaies, on vérifie si le mouvement est général ou propre à une seule devise. Les huit devises ne sont toutefois pas indépendantes : elles subissent des influences communes. Le panier réduit le biais d'une seule devise, sans créer une mesure absolue de la valeur.

L'idée n'est pas neuve : les banques centrales publient depuis longtemps des taux de change effectifs, qui mesurent une devise contre un panier plutôt que contre une autre devise. Nous appliquons ici la même recette, avec l'or à la place de la devise.

Concrètement : mesurer l'or simultanément contre le dollar, l'euro, le yen, la livre, le franc suisse, le dollar canadien, le dollar australien et le yuan. Le résultat s'appelle un indice or effectif. Il ne supprime pas la contrepartie — c'est impossible — mais il la remplace par un panier diversifié, moins dépendant des mouvements propres à une seule devise.

Comment combiner huit mesures

Il faut une moyenne, et ce choix n'a rien d'anodin. La moyenne arithmétique vient spontanément à l'esprit : elle n'est pas adaptée à cet usage.

Calcul — pourquoi la moyenne géométrique

Trois devises seulement, pour que l'arithmétique reste lisible. Sur la période, l'or progresse de +20 % dans la première, +10 % dans la deuxième, +60 % dans la troisième.

arithmétique : $(1{,}20 + 1{,}10 + 1{,}60) \div 3 = 1{,}3000$ soit 30,00 %
géométrique : $(1{,}20 \times 1{,}10 \times 1{,}60)^{1/3} = 1{,}2830$ soit 28,30 %

Les deux chiffres diffèrent peu. Pour les départager, un test simple : construisons l'indice inverse, celui des devises mesurées contre l'or. Un indice cohérent avec notre critère d'inversion doit donner exactement l'inverse du premier.

géométrique : obtenu −22,06 % · attendu −22,06 % cohérent
arithmétique : obtenu −21,09 % · attendu −23,08 % incohérent, 2 points d'écart

Avec la moyenne arithmétique, la réponse dépend du sens dans lequel on pose la question. Pour agréger des évolutions multiplicatives de ce type, la moyenne géométrique est le choix naturel : elle est symétrique par construction.

Deux conventions accompagnent ce choix. Le rendement logarithmique remplace le raisonnement en « +20 % » par $\ln(1{,}20) = 0{,}182$ : le logarithme est ici un outil de calcul, qui transforme les multiplications successives en additions. C'est ce qui rendra possible, dans la décomposition comptable, un partage qui somme exactement à 100 %.

La base 100 ramène toutes les séries à 100 à une date commune, ce qui permet de comparer des grandeurs d'échelles différentes. Le niveau de l'indice n'a ensuite aucune signification propre : seules ses variations en ont une.

Le choix des poids

Faut-il donner le même poids au franc suisse qu'au dollar ? Nous retenons l'équipondération : chaque zone compte pour un huitième. Ce choix répond à la question « que se passe-t-il dans la zone monétaire typique de notre échantillon ? ». Il évite qu'une grande économie écrase toutes les autres, mais il ne décrit ni une « masse monétaire mondiale » ni le poids économique réel de chaque pays.

Pourquoi ces huit zones ? Elles offrent, sur une fenêtre commune remontant à 1999, un taux de change, un indice de prix et un agrégat de monnaie large suffisamment documentés. Elles couvrent plusieurs grandes monnaies avancées ainsi que le yuan, mais la sélection n'est ni aléatoire ni exhaustive. Les conclusions portent donc sur ce panier précis ; elles ne décrivent pas « toutes les monnaies » du monde.

Le principe de cohérence géographique. Les mêmes poids sont appliqués aux trois paniers : or, prix à la consommation et monnaie large. Chaque série locale est d'abord ramenée à 100. On ne mélange donc jamais directement des milliards de dollars, d'euros, de yens et de yuans.

Pourquoi ne pas pondérer par le PIB ou les réserves ?

Parce que chaque pondération répond à une autre question. Le PIB décrit la taille économique, les réserves décrivent l'importance internationale d'une devise et l'équipondération décrit une zone typique. Il n'existe donc pas un poids universellement « correct ». Les contrôles de sensibilité retirent chaque zone à tour de rôle et présentent la médiane des huit résultats locaux. Ces contrôles testent l'équipondération ; ils ne remplacent pas une estimation séparée pondérée par le PIB ou les réserves.

La sensibilité est détaillée plus loin : retirer une zone à la fois fait varier la part associée à la monnaie large entre 49 et 66 %. La conclusion qualitative résiste, mais le chiffre exact dépend de la composition du panier — et plus encore des dates choisies.

Ce que l'instrument montre déjà

Figure 2. L'or exprimé dans huit devises, chacune ramenée à 100 en janvier 1999. Le trait blanc est l'indice or effectif. Échelle logarithmique : une même distance verticale représente partout le même pourcentage. Sources : LBMA Gold Price PM, Réserve fédérale H.10 ; calculs de l'auteur. Détails en sources et méthode.

Le faisceau est serré. L'or a fortement monté dans toutes les devises du panier, sans exception, de +804 % dans le CHF à +2 131 % dans le JPY. Ces écarts sont considérables en valeur absolue, mais petits devant la hausse commune.

C'est déjà une indication précise : la hausse commune ne peut pas être réduite à l'effet mécanique d'une cotation dans une seule devise faible. Une inquiétude née dans un pays pourrait toutefois modifier la demande mondiale d'or ; ce canal économique n'est pas mesuré par cette comparaison.

Un effet secondaire, utile à connaître. Changer d'instrument modifie peu le rendement mesuré (10,67 % en dollars seuls contre 10,43 % pour l'indice), mais réduit nettement la perte maximale observée : elle passe de −39 % à −27 %. Cela montre qu'une cotation dans une seule devise peut amplifier le risque apparent. On ne peut toutefois pas attribuer mécaniquement les 12 points d'écart au seul dollar : une perte maximale dépend aussi des dates des sommets et des creux, ainsi que des interactions entre les deux séries.

Le périmètre exact. Les cotations nominales couvrent janvier 1999 – mai 2026, soit 329 observations mensuelles. Les comparaisons locales des tests 2 et 3 portent sur 1999 T1 – 2026 T1, soit 109 observations trimestrielles — fréquence imposée par l'IPC australien. Le panier réunit le dollar américain, l'euro, le yen, la livre, le franc suisse, le dollar canadien, le dollar australien et le yuan.

Le panier étant défini, nous pouvons isoler ce qui correspond au mouvement relatif du dollar.

Test 1 — quelle part vient directement du dollar ?

Une identité, pas une corrélation

Une distinction s'impose ici. Une corrélation s'estime sur des données et peut se révéler fausse hors de l'échantillon ; une identité est vraie par construction, comme 2 + 2 = 4. On ne la teste pas, on la vérifie : ici, à la quinzième décimale.

Avec des poids égaux, ce premier test admet une réponse exacte, et non une estimation statistique.

Calcul — la décomposition en trois lignes

Le prix de l'or dans une devise quelconque est le prix en dollars multiplié par le taux de change. En logarithmes, la multiplication devient une addition :

$\ln P_{\text{devise}} = \ln P_{\text{dollar}} + \ln(\text{taux de change})$

Prenons la moyenne de cette égalité sur les huit devises. À gauche apparaît l'indice or effectif ; à droite, le prix en dollars inchangé, plus la moyenne des taux de change — qui n'est autre qu'un indice dollar effectif :

$\ln(\text{Indice or}) = \ln P_{\text{dollar}} + \ln(\text{Indice dollar})$

Il ne reste qu'à réarranger :

$\ln P_{\text{dollar}} = \ln(\text{Indice or}) - \ln(\text{Indice dollar})$

Ce que fait le prix de l'or en dollars est exactement égal au mouvement de l'indice or, corrigé du mouvement du dollar face au panier. Il s'agit d'une égalité comptable : aucune approximation n'a été introduite, mais aucune cause économique n'a encore été démontrée.

Le verdict

Figure 3. Le prix de l'or en dollars (blanc) et ses deux composantes comptables. La composante liée à la faiblesse du dollar contre les autres devises (bleu) reste plate et proche de zéro sur toute la période. Sources : LBMA Gold Price PM, Réserve fédérale H.10 ; calculs de l'auteur.

Sur la fenêtre mensuelle de 27,3 ans, la composante liée à la faiblesse du dollar contre les autres grandes devises ne représente que 2 % de la hausse logarithmique de l'or. Sur la fenêtre trimestrielle commune utilisée ensuite, elle vaut 2,3 % : l'arrondi et le verdict ne changent pas.

Le contre-test du franc suisse

Une seule statistique suffit à s'en convaincre sans passer par l'algèbre. Parmi les huit devises du panier, le franc suisse est la devise qui s'est le plus appréciée face au dollar sur la période. Or l'or y a quand même progressé de +804 %, soit 8,39 % par an. Cela ne signifie pas que le franc suisse n'a pas perdu de terrain face à l'or : il en a perdu. Cela montre plus précisément que l'effet direct d'une devise isolée sur la cotation ne suffit pas à produire la hausse commune. Cela n'exclut pas un canal indirect, par exemple une inquiétude sur le dollar qui augmenterait la demande mondiale d'or.

Une réserve d'horizon

Long terme et court terme répondent à deux questions différentes. Le verdict porte sur la hausse cumulée pendant vingt-sept ans. À l'échelle d'un mois ou d'une année, le dollar peut accompagner davantage les fluctuations de l'or. Une corrélation mobile mesurerait cette proximité de court terme, mais pas la contribution à la tendance de long terme.

Aucune statistique de court terme n'est donc utilisée pour produire le verdict de 2 %. Sur l'ensemble de la période, l'or a été multiplié par 15,98 tandis que le dollar effectif est resté proche de son niveau de départ.

Test 1 — Effet direct insuffisant

Les mouvements du dollar face aux autres devises ne représentent que 2 % de la hausse logarithmique sur la période. Cette composante comptable est trop faible pour représenter l'essentiel de la hausse cumulée ; les canaux indirects ne sont pas testés ici.

Le dollar relatif ne suffisant pas, examinons une dégradation commune directement mesurable : la hausse des prix à la consommation.

Test 2 — quelle part correspond à la hausse des prix ?

La méthode locale

Rappelons ce que l'IPC mesure : l'indice des prix à la consommation suit le coût d'un panier de biens et services courants. Il ne suit pas directement le prix d'achat des actifs comme les actions, l'or ou un logement acquis comme placement.

Pour respecter la cohérence géographique, on commence dans chaque zone. Le prix suisse de l'or est divisé par l'IPC suisse, le prix japonais par l'IPC japonais, et ainsi de suite. Un IPC américain ne peut pas représenter le coût de la vie japonais ou suisse.

La recette tient en trois gestes :

1. Ramener le prix local de l'or et l'IPC local à 100 en 1999 T1.
2. Diviser, zone par zone, l'indice-or par son propre IPC.
3. Combiner les huit résultats par moyenne géométrique.

L'or réel du panier est donc la moyenne géométrique des huit rapports « or local ÷ prix locaux ». Le résultat est identique à « panier d'or ÷ panier d'IPC », à condition de normaliser les séries et d'utiliser exactement les mêmes poids.

L'IPC australien historique étant trimestriel, ce test emploie 109 trimestres communs, de 1999 T1 à 2026 T1. Cette fréquence évite de fabriquer de faux mois par interpolation.

Le résultat dans les huit zones

Tableau 1 — Or, prix et or après les prix, de 1999 T1 à 2026 T1. Facteurs de croissance cumulés.

Le panier d'or est multiplié par 15,93. Le panier des prix locaux, par 1,66, soit 1,90 % par an. Après division, l'or conserve un facteur 9,57, soit 8,73 % par an. La hausse des prix représente ainsi 18 % de la hausse logarithmique de l'indice-or, contre 25 % avec le seul IPC américain sur la même fenêtre.

Figure 4. Les huit zones du tableau 1, classées par ce qui subsiste après les prix. En bleu le facteur brut, en vert le facteur après division par l'IPC de la même zone. Les deux traits verticaux marquent les paniers : ×15,93 avant les prix, ×9,57 après. La dispersion est étroite — sauf au Japon, où les prix ont peu bougé. Sources : facteurs publiés dans le tableau 1 ; calculs de l'auteur.

La comparaison donne un effet comptable minoritaire : la hausse des prix des biens et services courants retire une part réelle de la hausse, mais plus de quatre cinquièmes restent présents. Il s'agit d'une comparaison comptable, pas de la preuve que l'inflation a causé exactement 18 % du mouvement.

Test 2 — Effet comptable minoritaire

Les huit IPC locaux retirent 18 % de la hausse logarithmique. Le calcul est géographiquement cohérent, mais les prix courants ne retirent comptablement qu'une part minoritaire.

Les prix n'en retirent que 18 %. Élargissons donc la comparaison à la monnaie disponible et à l'épargne liquide.

Test 3 — que devient la hausse face à la quantité de monnaie ?

Ce que l'on compare — et ce que l'on ne compare pas

La monnaie large locale réunit la monnaie immédiatement disponible et des formes d'épargne assez liquides. Son nom dépend du pays : M2, M3, M4 ou M2++. Ces agrégats ne sont pas identiques, mais chacun est la mesure large suivie dans sa propre zone.

La correction suit la même logique que pour les prix : l'or en dollars est comparé à la M2 américaine, l'or en euros à la M3 de la zone euro, l'or en yens à la M3 japonaise, etc. Chaque stock est d'abord ramené à 100 ; additionner directement des milliards exprimés en monnaies différentes n'aurait aucun sens.

Un indice de stock, pas un nouveau numéraire. Ramener M2, M3 ou M4 à 100 permet de comparer leur trajectoire de croissance à celle de l'or. Cela ne transforme pas la monnaie large en prix, en pouvoir d'achat ou en unité avec laquelle on pourrait acheter une once. Le rapport « or ÷ monnaie large » répond donc à une question précise : combien de hausse de l'or subsiste relativement à la croissance de ce stock ?

Tableau 2 — Mesure locale de monnaie large et principal traitement.

De 1999 T1 à 2026 T1, le panier de monnaie large est multiplié par 5,12, soit 6,24 % par an. Diviser l'indice-or par ce panier ramène son facteur de 15,93 à 3,11, soit 4,29 % par an.

Comment lire le chiffre de 59 %. En logarithmes, la croissance du panier monétaire représente 59 % de la hausse de l'indice-or :

$$\frac{\ln(5{,}12)}{\ln(15{,}93)} = 59{,}0\ \%$$

Cela veut dire : diviser l'or par la monnaie large retire 59 % de la hausse mesurée. Cela ne veut pas dire : « la monnaie a causé 59 % de la hausse ». Les deux séries peuvent réagir aux mêmes événements, et la monnaie accompagne aussi la croissance de l'économie. Ce pourcentage est un ratio de croissances, pas une probabilité : il pourrait dépasser 100 % si la monnaie augmentait plus vite que l'or, ou devenir négatif si elle diminuait.

Figure 5. Trois lectures du même panier, en base 100 au premier trimestre 1999. Brut : ×15,93. Après les huit IPC locaux : ×9,57. Après les huit agrégats monétaires locaux : ×3,14. Données trimestrielles jusqu'à 2026 T1. La figure est reconstruite à partir des seules sources publiques ; elle retient les niveaux australiens bruts, d'où l'écart avec le ×3,11 obtenu après correction des ruptures de série. Sources : LBMA, Réserve fédérale H.10, instituts statistiques et banques centrales des huit zones ; calculs de l'auteur.

Pourquoi la monnaie large croît-elle plus vite que les prix ?

Les deux grandeurs ne mesurent pas la même chose. Une économie plus grande utilise davantage de monnaie pour produire et échanger. Une partie de l'épargne peut rester dans le système financier au lieu d'acheter immédiatement des biens. Enfin, l'IPC porte sur la consommation courante, pas sur le prix de tous les actifs.

Une nuance essentielle. L'IPC n'est pas un morceau de M2, M3 ou M4. C'est un indice de prix ; la monnaie large est un stock. L'un n'est pas inclus dans l'autre. Nous les faisons seulement apparaître côte à côte dans la décomposition : en logarithmes, la croissance de la monnaie large peut être séparée entre hausse des prix et croissance au-delà des prix.

Monnaie, prix et activité : le rappel de MV = PQ

Une identité souvent utilisée en économie s'écrit M × V = P × Y : quantité de monnaie multipliée par sa vitesse de circulation = niveau des prix multiplié par la production réelle. Elle ne constitue pas, à elle seule, une théorie causale. Elle rappelle simplement qu'une quantité de monnaie peut augmenter parce que les prix montent, mais aussi parce que l'économie produit davantage, que la population croît, que les habitudes de paiement changent ou que la monnaie circule moins vite.

Le calcul de 59 % ne sépare pas ces mécanismes. C'est pourquoi le verdict reste descriptif.

Test 3 — Compatibilité descriptive

Sur 1999–2026, la monnaie large locale retire 59 % de la hausse logarithmique. C'est une comparaison d'échelles cumulées sur deux dates, mais ni une mesure pure de dépréciation monétaire, ni un test de co-mouvement, ni la preuve que la monnaie a causé cette part de la hausse.

Le chiffre de 59 % est élevé sur cette fenêtre. Avant d'éprouver sa solidité, il faut nommer ce qu'aucun de ces trois dénominateurs ne peut voir.

Et si toutes les monnaies se dégradaient ensemble ?

L'angle mort, puis sa mesure partielle

L'indice-or effectif atténue ce qui distingue les devises, mais une hausse commune reste ambiguë : vient-elle d'une hausse de l'or ou d'une perte de valeur partagée par les monnaies ? Le test 1, fondé sur les taux de change entre devises, ne peut pas trancher.

Les tests 2 et 3 mesurent deux dimensions observables de cette dérive commune avec les données de chaque zone : les prix des biens et services courants, puis la quantité de monnaie large. Ils ne mesurent pas directement la confiance accordée aux États ou aux banques centrales. Il subsiste en outre des différences de définition entre M2, M3, M4 et M2++, ainsi que des ruptures de séries.

Ce qui reste impossible à isoler

Imaginons que les investisseurs perdent confiance dans les dettes des États ou dans la solidité des monnaies, sans que cette défiance apparaisse encore dans l'IPC ou la quantité de monnaie. Elle pourrait pousser certains investisseurs vers un actif sans émetteur, mais nos trois dénominateurs ne permettraient pas de la séparer d'une hausse de la demande propre à l'or.

Ce cas limite ne rend pas les calculs inutiles : il en fixe la frontière. Les prix et la monnaie large quantifient deux dimensions observables. Le résidu peut refléter la qualité perçue d'une promesse monétaire, mais aussi les taux réels, la demande, l'offre et les erreurs de mesure.

Limite du test — Non identifiable

Les paniers locaux mesurent une dérive commune des prix et de la quantité de monnaie. Une perte de confiance commune, distincte de ces mesures, demeure non identifiable.

Cette frontière étant posée, il reste à savoir ce que valent les chiffres eux-mêmes lorsqu'on change le panier, les dates ou l'horizon.

Ce qui est stable, ce qui ne l'est pas

Ce que montrent les huit zones

Tableau 3 — Monnaie large et or après la monnaie, de 1999 T1 à 2026 T1. Facteurs de croissance cumulés.

La dispersion est instructive. Au Japon, la monnaie large progresse peu et l'or reste multiplié par 13,48 après division. En Chine, la M2 progresse plus vite que l'or local et le rapport tombe à 0,44. L'équipondération donne une voix à chacune de ces situations, sans prétendre mesurer leur taille dans l'économie mondiale.

Un contrôle qui ne dépend pas de la moyenne. On peut aussi calculer la part logarithmique dans chaque zone, puis prendre la médiane — la valeur centrale après classement — des huit résultats. Cette médiane est d'environ 53 %, contre 59 % pour le panier. Elle évite qu'une zone extrême impose à elle seule le résultat. Les deux résumés indiquent que les facteurs cumulés sont du même ordre de grandeur, mais aussi que le résultat est très loin d'être uniforme.

Les deux contrôles : les zones, puis les dates

Contrôles de composition. Employer les niveaux bruts publiés pour la zone euro et l'Australie, plutôt que les séries corrigées des ruptures, change à peine le résultat : la part de la hausse de l'indice-or retirée par la monnaie large passe de 59,0 à 58,7 %. Retirer une zone à la fois donne une fourchette plus large, de 49 à 66 % : la Chine influence le niveau, mais aucune exclusion ne ramène le résultat près de zéro.

Un contrôle plus sévère retire ensemble la zone euro, dont la composition change, et la Chine, dont plusieurs ruptures ne sont pas entièrement rétropolées. Sur les six zones restantes, la part est 49,4 %. Ce sous-échantillon ne rend pas les agrégats parfaitement homogènes — M2, M3, M4 et M2++ restent différents — mais il montre que la conclusion qualitative subsiste sans ces deux séries délicates.

Pourquoi commencer en 1999 ? C'est la première année pour laquelle les huit zones et l'euro disposent d'une fenêtre commune exploitable dans ce dossier. Ce choix n'optimise donc pas le résultat après coup. Il coïncide toutefois avec une période de prix de l'or relativement bas : publier d'autres fenêtres reste indispensable.

Figure 6. Les deux contrôles, portés à la même échelle. À gauche, le panier privé d'une zone à la fois : la part retirée par la monnaie large va de 49,2 % sans la Chine à 66,0 % sans le Japon. À droite, quatre fenêtres : de 39,3 % sur 2015–2026 à 79,5 % sur 1999–2024. Le trait blanc marque le résultat publié de 59,0 %. Sources : contrôles publiés dans cette enquête ; calculs de l'auteur.

Les valeurs du panneau de gauche sont recalculables avec les facteurs publiés dans les tableaux ; les écarts de 0,1 point éventuels proviennent de leur arrondi.

Le 59 % n'est donc pas une constante. La forte hausse de l'or en 2025 et au début de 2026, sans accélération comparable du panier monétaire, réduit nettement cette part. Le chiffre décrit la fenêtre annoncée ; il ne constitue pas une loi valable à toutes les dates.

La forme du mouvement compte aussi

Deux séries peuvent suivre une tendance proche sans se déplacer ensemble à chaque trimestre. Si l'or était une simple copie de la monnaie large, leurs variations trimestrielles devraient souvent avoir le même sens et une ampleur comparable.

Figure 7. Variations d'un trimestre sur l'autre, sur la même fenêtre. Le panier de monnaie large ne recule qu'une fois en 108 trimestres, de 0,02 %. L'indice-or recule dans 33 % des trimestres, avec un pire trimestre à −11,6 %. Sources : mêmes séries que la figure 5 ; variations trimestrielles et calculs de l'auteur.

Le contraste réfute l'idée d'un miroir mécanique. La quantité de monnaie peut être liée à la tendance de long terme tout en étant incapable de décrire les fortes fluctuations de l'or.

Un épisode révélateur

Entre 2011 T3 et 2013 T4, l'indice-or baisse de 20,1 % tandis que le panier monétaire progresse de 13,6 %. Le rapport indice-or/indice monétaire recule donc de 29,7 %. Une hausse régulière du stock monétaire ne suffit donc pas, dans cet épisode, à fixer le prix de l'or à court ou moyen terme.

Stable à la composition, sensible aux dates

Tableau 4 — Résumé des contrôles publiés.

Le diagnostic doit donc être scindé en deux. Il est assez stable à la composition : les raccords testés et le retrait d'une zone ne ramènent jamais le ratio près de zéro. Il est en revanche peu stable aux dates : selon les fenêtres publiées, il varie de 39,3 à 79,5 %. Le 59 % n'est donc ni un coefficient permanent, ni une part causale.

Ces contrôles documentent ce qui reste stable et ce qui change ; ils n'établissent pas une cause. Nous pouvons maintenant formuler le bilan principal.

Bilan des trois comparaisons

Les trois comparaisons répondent à trois questions distinctes. Voici, pour chacune, ce que le dénominateur retire de la hausse — et ce qu'il laisse.

À retenir

La monnaie large retire une grande part de la hausse sur la fenêtre principale, mais aucun chiffre n'est une part causale. Le dollar face aux autres devises n'en retire qu'environ 2 % : son effet mécanique de numéraire est donc insuffisant. Un canal indirect passant par la demande d'or reste possible.

Comparer chaque prix local de l'or à son propre IPC retire 18 %. Le comparer à son propre agrégat de monnaie large en retire 59 %. Cette comparaison de facteurs cumulés est stable aux contrôles de composition présentés, mais pas aux dates : les autres fenêtres publiées donnent de 39,3 à 79,5 %.

Il reste environ 41 % de la hausse de l'indice-or après la monnaie large. La section suivante relie ce résultat à une décomposition exacte du prix en dollars, où l'arrondi correspondant est 40 %. Ce résidu peut refléter les facteurs propres à l'or, les taux réels, la confiance, les différences de définition et les erreurs de mesure. Son existence ne révèle pas sa cause.

Enfin, l'or recule dans un tiers des trimestres quand le panier monétaire ne recule dans aucun. Deux facteurs cumulés peuvent donc être du même ordre de grandeur sans évoluer comme un miroir trimestre après trimestre.

Ce que la décomposition dit — et ne dit pas

Sur la fenêtre commune, le prix de l'or en dollars est multiplié par 17,00. Les logarithmes permettent de partager exactement cette hausse en quatre blocs qui totalisent 100 %. Le mot important est comptable : la formule décrit les nombres, pas leurs causes.

Comptabilité n'est pas causalité. Une décomposition comptable répond à « combien reste-t-il si je divise par cette série ? ». Une explication causale répond à « qu'est-ce qui a provoqué le mouvement ? ». La seconde demanderait un modèle et d'autres tests.

Figure 8. Décomposition comptable exacte de 1999 T1 à 2026 T1 : dollar relatif 2 %, prix locaux 18 %, croissance de la monnaie large au-delà des prix 40 %, résidu 40 %. Les quatre parts somment à 100 % par construction. Sources : mêmes données que les tests 1 à 3 ; décomposition logarithmique et calculs de l'auteur.

Le bloc des prix correspond à la hausse des huit IPC. Le bloc suivant mesure la croissance de la monnaie large au-delà des prix. Ensemble, ils représentent environ 58 % de la hausse du prix en dollars. Le chiffre de 59 % porte sur la hausse de l'indice-or effectif ; celui d'environ 58 % porte sur le prix en dollars, qui comprend aussi le mouvement relatif du dollar.

Pourquoi 59 % ici, mais 58 % dans la figure ? Le dénominateur n'est pas exactement le même. Les 59 % comparent la monnaie large à l'indice-or effectif. Les 58 % comparent le même bloc monétaire au prix en dollars, qui contient aussi la petite composante de change relative du dollar. Il ne s'agit pas d'une contradiction.

L'IPC n'est pas « contenu » économiquement dans M2, M3 ou M4. L'algèbre écrit seulement ln(M) = ln(IPC) + [ln(M) − ln(IPC)]. Le terme entre crochets est donc un écart de croissance entre monnaie large et prix, pas une cause monétaire isolée. Quant au résidu de 40 %, il peut refléter les facteurs propres à l'or, les taux réels, la confiance, les différences de définition et les erreurs de mesure ; la décomposition ne mesure pas séparément ces éléments.

Les taux d'intérêt réels

Le taux réel est, en première approximation, le taux d'intérêt nominal diminué de l'inflation attendue. Il mesure ce que rapporte un placement après prise en compte de l'érosion anticipée du pouvoir d'achat, et il peut être négatif.

L'or ne verse aucun revenu. Le taux d'intérêt réel d'un placement sûr représente donc l'un de ses principaux coûts d'opportunité : c'est le rendement auquel l'investisseur renonce en détenant de l'or. Les frais de stockage et d'assurance peuvent s'y ajouter.

Calcul — le coût de détention

Un titre jugé sûr rapporte 5 % par an et l'inflation attendue est de 2 %. Son taux réel vaut approximativement 3 % — exactement 2,94 % avec la formule complète. Détenir à sa place un lingot non prêté, qui ne verse pas de coupon, implique alors un manque à gagner initial d'environ 3 % par an, avant stockage et avant toute variation du prix de l'or.

Le taux nominal tombe à 1 % tandis que l'inflation attendue atteint 3 %. Le taux réel devient approximativement −2 % : le placement perd du pouvoir d'achat. Le handicap relatif de l'or diminue, sans garantir pour autant que son prix montera.

Cette relation inverse est une grille de lecture, pas une loi mécanique. Une mesure de marché courante est le rendement réel des obligations américaines indexées à dix ans. Pour tester statistiquement son lien avec l'or, il faudrait toutefois choisir une échéance, une fréquence et une fenêtre précises ; ce n'est pas l'objet de la présente décomposition.

Les banques centrales, ou la frontière brouillée

Selon J.P. Morgan Global Research, les achats du secteur officiel — banques centrales et autres gestionnaires publics de réserves — ont représenté environ 225 tonnes par trimestre entre 2021 et 2025, soit à peu près le double du rythme de la seconde moitié des années 2010. La diversification des réserves figure parmi les motifs cités, aux côtés d'autres objectifs de gestion.

Faut-il ranger ce facteur dans le bloc « or » ou dans le bloc « monnaie » ? La question n'a pas de réponse unique. Une banque centrale qui remplace des obligations d'État par du métal ne réagit pas nécessairement à la parité euro-dollar (test 1), au prix du pain (test 2) ou à la quantité de monnaie (test 3). Son choix peut aussi refléter une recherche de diversification, un risque géopolitique ou une préférence pour un actif sans émetteur.

Une perte de confiance dans les créances souveraines est donc une interprétation possible, mais pas la seule. La frontière entre « l'or s'apprécie » et « la confiance dans un émetteur se dégrade » devient difficile à tracer, et les agrégats utilisés ici ne suffisent pas à la rétablir.

L'épisode de 2026

Après son sommet du 28 janvier 2026, documenté dans le bilan trimestriel de la LBMA, l'or a nettement reculé. Sur les données utilisées ici, le panier de devises a peu bougé : la décomposition comptable situe donc l'essentiel du repli dans l'indice or effectif. Elle ne permet pas d'attribuer ce repli à une annonce, à une politique ou à un événement précis.

C'est cohérent avec tout ce qui précède : une forte variation de l'or peut se produire sans grand mouvement relatif des devises, et elle fonctionne dans les deux sens. Cela réfute l'idée d'un miroir exact des taux de change, sans identifier à elle seule la cause du repli. Cette mise à jour qualitative est arrêtée au 31 juillet 2026 ; les calculs mensuels précédents s'arrêtent à mai 2026 et les calculs locaux à 2026 T1.

Le cas américain sur longue période

Le test 3 porte sur huit zones. La série suivante est un contrôle séparé, limité aux États-Unis, parce que la longue histoire de M2 y remonte à 1959. Elle ne généralise donc pas à l'ensemble du panier. Elle montre néanmoins qu'un rapport or/monnaie peut varier considérablement.

Un changement de régime à garder en tête. La comparaison traverse plusieurs régimes. De 1959 à mars 1968, la figure utilise la parité officielle de 35 dollars l'once. Le London Gold Pool, créé le 1^er novembre 1961, est intervenu autour de cette parité jusqu'à son effondrement en mars 1968. À partir d'avril 1968, la figure utilise le marché privé londonien, tandis que les transactions officielles restaient temporairement dans un compartiment séparé. La convertibilité officielle du dollar en or prend fin en août 1971.

Ce raccord est volontairement visible et sert seulement de contrôle historique : la partie ancienne ne doit pas être interprétée comme un prix de marché moderne. Voir la chronologie de la Réserve fédérale.

Figure 9. Contrôle américain séparé : prix mensuel de l'or divisé par M2, en échelle logarithmique. Le ratio numérique emploie le prix en dollars par once et M2 en milliards de dollars ; son niveau dépend donc de ces unités et seules ses variations sont interprétées. Sources : parité officielle avant avril 1968, marché londonien ensuite, Fed M2SL ; calculs de l'auteur.

Entre le sommet de janvier 1980 et le creux d'avril 2001, le rapport de l'or à la masse monétaire a été divisé par environ 9 en un peu plus de vingt et un ans. Un ancrage qui tolère une telle dérive n'est pas une loi mécanique ; c'est au mieux une gravitation très lâche.

La conséquence est directe. Un « prix d'équilibre de l'or » déduit de la seule masse monétaire doit être présenté comme un repère très large, pas comme une valeur précise. Entre 1980 et 2001, le rapport a varié d'un facteur 9.

Où en est-on ? La copie de M2 utilisée pour ce contrôle historique a comme dernière observation commune février 2026 ; ce graphique s'arrête donc plus tôt que les cotations nominales et n'entre pas dans les résultats principaux. Le millésime exact d'extraction n'ayant pas été conservé, aucun rang au centile près n'est retenu dans le verdict. Sur la photographie arrêtée en février 2026, le rapport se situe parmi les niveaux les plus élevés observés depuis 1990, tout en restant nettement sous le sommet de janvier 1980. Ce constat situe le rapport dans son histoire ; il ne suffit pas à dire si l'or est aujourd'hui cher ou bon marché, ni à prévoir sa direction future.

Annexe A — refaire le résultat principal

Cette annexe sépare deux objectifs. Le lecteur débutant peut refaire les principaux chiffres avec les tableaux de l'enquête. Le lecteur qui souhaite reconstruire toutes les courbes trouvera ensuite les conventions de données et les limites de redistribution.

Déplier l'annexe — recette, points de contrôle, séries, formules et mini-script

Pourquoi ×15,98 au début, mais ×17,00 dans les tests ? Le premier chiffre compare les moyennes mensuelles de janvier 1999 et de mai 2026. Le second compare les moyennes trimestrielles de 1999 T1 et de 2026 T1, fenêtre commune imposée par les séries locales. Les dates finales diffèrent : les deux résultats ne doivent donc pas être identiques. Dans cette enquête, T1 signifie premier trimestre.

La recette en six étapes

Figure 10. Les six étapes de la recette, dans l'ordre où elles s'appliquent. Les trois familles de séries — or, prix à la consommation, monnaie large — suivent le même chemin, avec les mêmes poids. Schéma de l'auteur.

1. Former les moyennes mensuelles. Pour chaque mois, calculer séparément la moyenne du LBMA Gold Price PM et celle du taux H.10. Conserver aussi les valeurs mensuelles d'IPC et de monnaie large.
2. Construire les prix locaux mensuels. Multiplier la moyenne mensuelle de l'or en dollars par la moyenne mensuelle du nombre d'unités locales pour un dollar. Si le taux est coté dans l'autre sens, l'inverser d'abord.
3. Passer au trimestre. Pour chaque série mensuelle — or local, IPC et monnaie large — calculer la moyenne des trois mois. Conserver telles quelles les séries nativement trimestrielles. Les valeurs manquantes ne sont pas interpolées ; la moyenne utilise les observations disponibles.
4. Normaliser et agréger. Diviser chaque série par sa valeur en 1999 T1, puis calculer séparément la moyenne géométrique de l'or, de l'IPC et de la monnaie large, avec un poids de 1/8 par zone. Les graphiques multiplient ensuite ces facteurs par 100 pour les afficher en base 100.
5. Former les deux rapports. Calculer séparément G/C pour les prix et G/M pour la monnaie large ; les deux divisions ne sont pas successives.
6. Calculer les parts retirées. Diviser le logarithme du facteur du dénominateur par le logarithme du facteur de l'or.

Les points de contrôle

Tableau 5 — Valeurs attendues sur 1999 T1 – 2026 T1. Points de contrôle du calcul.

Grandeur	Valeur	Obtention
Indice-or effectif	×15,93	moyenne géométrique des huit facteurs d'or
Indice composite d'IPC	×1,66	moyenne géométrique des huit facteurs de prix
Indice composite de monnaie large	×5,12	moyenne géométrique des huit facteurs monétaires
Or après les prix	×9,57	15,93 ÷ 1,66, avec les valeurs non arrondies
Or après la monnaie large	×3,11	15,93 ÷ 5,12, avec les valeurs non arrondies
Part retirée par les prix	18 %	ln(1,66) ÷ ln(15,93)
Part retirée par la monnaie	59 %	ln(5,12) ÷ ln(15,93)

Les tableaux affichent des nombres arrondis. Un écart de quelques centièmes est donc normal ; les résultats publiés ont été calculés avec les valeurs non arrondies.

Les vingt-quatre séries, une par une

Deux lignes de la documentation en recouvrent quatorze à elles seules : « H.10 » désigne sept taux de change, et les deux flux de l'OCDE sept indices de prix. Les voici nommées, pour que le calcul soit refaisable sans deviner.

Or et change (8)

• Or, dollars par once — LBMA Gold Price PM. Version en accès libre, identique au fixing de Londres : Commodity Price Data de la Banque mondiale, feuille Monthly Prices, colonne Gold.
• Change, unités locales par dollar — Réserve fédérale H.10, via FRED : DEXUSEU, DEXJPUS, DEXUSUK, DEXSZUS, DEXCAUS, DEXUSAL, DEXCHUS. Les trois cotées en dollars par unité étrangère (euro, livre, dollar australien) sont inversées ; le dollar vaut 1.

Prix à la consommation (8) — indices généraux, non désaisonnalisés

• États-Unis — CPIAUCNS (BLS, via FRED).
• Zone euro — CP0000EZ19M086NEST (IPCH d'Eurostat, via FRED).
• Japon, Suisse, Canada — OCDE, flux DSD_PRICES_COICOP2018@DF_PRICES_C2018_ALL, clés JPN.M.N.CPI.IX._T.N._Z, CHE.M.N.CPI.IX._T.N._Z, CAN.M.N.CPI.IX._T.N._Z.
• Royaume-Uni, Chine — OCDE, flux DSD_PRICES@DF_PRICES_ALL, clés GBR.M.N.CPI.IX._T.N._Z, CHN.M.N.CPI.IX._T.N._Z.
• Australie — même flux, en trimestriel à la source : AUS.Q.N.CPI.IX._T.N._Z.

Monnaie large (8)

• États-Unis, M2 — M2SL (Réserve fédérale).
• Zone euro, M3 — BCE, base BSI, M.U2.Y.V.M30.X.I.U2.2300.Z01.E.
• Japon, M3 — Banque du Japon, tableau MD02.
• Royaume-Uni, M4 — Banque d'Angleterre, LPMAUYN.
• Suisse, M3 — Banque nationale suisse, cube snbmonagg, dimensions B et GM3.
• Canada, M2++ — Banque du Canada, V41552801.
• Australie, monnaie large — RBA, tableau D3, DMABMN.
• Chine, M2 de fin de mois — MOFCOM, module 047, complété pour 1999 par le pont MYAGM2CNM189N.

Ces vingt-quatre séries suffisent à reconstruire les six figures tirées des données — les figures 2, 3, 4, 5, 7 et 9 ; les figures 1, 6, 8 et 10 sont des schémas ou reprennent des valeurs publiées ici. Les notebooks liés à chacune d'elles les téléchargent et les assemblent sous vos yeux.

Les formules exactes

Dans les formules ci-dessous, G, C et M sont des facteurs base 1. Les indices graphiques base 100 s'obtiennent en les multipliant par 100.

Pour la zone i, avec un taux de change exprimé en unités locales par dollar :

$$\begin{aligned} L_{i,q} &= \frac{1}{n_q} \sum_{m \in q} \bar{P}_m \times \overline{FX}_{i,m} \\[4pt] G_{i,q} &= \frac{L_{i,q}}{L_{i,q_0}} \end{aligned}$$

Autrement dit, on forme d'abord chaque prix local mois par mois, puis on en prend la moyenne trimestrielle. On ne multiplie pas deux moyennes trimestrielles séparées.

Les trois indices composites équipondérés sont ensuite :

$$\begin{aligned} G_q &= \exp\left[ \tfrac{1}{8} \sum_i \ln G_{i,q} \right] \\[4pt] C_q &= \exp\left[ \tfrac{1}{8} \sum_i \ln \frac{IPC_{i,q}}{IPC_{i,q_0}} \right] \\[4pt] M_q &= \exp\left[ \tfrac{1}{8} \sum_i \ln \frac{\text{Monnaie}_{i,q}}{\text{Monnaie}_{i,q_0}} \right] \end{aligned}$$

Enfin, les deux parts retirées :

$$s_{\text{IPC}} = \frac{\ln C_T}{\ln G_T} \qquad s_{M} = \frac{\ln M_T}{\ln G_T}$$

Lire les symboles. m = mois ; q = trimestre courant ; q0 = trimestre de départ ; T = trimestre final ; $n_q$ = nombre de mois disponibles ; $\bar{P}$ et $\overline{FX}$ = moyennes mensuelles du prix en dollars et du change ; Σ = addition ; ln = logarithme naturel ; exp = opération inverse.

Vérifier les résultats avec un mini-script

Ce script reprend les facteurs arrondis des deux tableaux zone par zone. Il vérifie l'arithmétique des résultats publiés ; il ne reconstruit pas les séries sources ni les courbes.

const or = [17, 16.29, 22.89, 20.59, 9.33, 15.42, 15.50, 14.21];
const prix = [1.99, 1.76, 1.15, 1.95, 1.18, 1.81, 2.16, 1.64];
const monnaie = [5.11, 3.78, 1.70, 4.12, 2.53, 5.63, 7.56, 32.65];
const geo = xs => Math.exp(xs.reduce((s, x) => s + Math.log(x), 0) / xs.length);

const G = geo(or), C = geo(prix), M = geo(monnaie);
console.table({
  G, C, M,
  or_apres_prix: G / C,
  or_apres_monnaie: G / M,
  part_prix: 100 * Math.log(C) / Math.log(G),
  part_monnaie: 100 * Math.log(M) / Math.log(G)
});

Les conventions de change et de fréquence

Dans la diffusion H.10, EUR, GBP et AUD sont cotés en dollars par unité étrangère et sont inversés pour obtenir des unités locales par dollar. JPY, CHF, CAD et CNY sont déjà cotés en unités locales par dollar. Le dollar vaut 1. Les séries historiques et leurs conventions sont publiées par la Réserve fédérale.

Les prix locaux mensuels sont le produit de la moyenne mensuelle du LBMA Gold Price PM et de la moyenne mensuelle du taux H.10. Les tests emploient ensuite la moyenne trimestrielle de chaque série mensuelle, y compris l'IPC et la monnaie large. Les horaires de fixation LBMA à Londres et H.10 à New York ne sont pas parfaitement synchrones ; l'emploi de moyennes mensuelles réduit ce décalage sans le supprimer.

Aucune série trimestrielle n'est transformée en faux mois. Les ruptures connues et les raccords sont décrits dans les sources et méthode.

Auditabilité, pas redistribution intégrale. Les identifiants, les formules, les conventions et les points de contrôle permettent d'auditer l'arithmétique des résultats principaux. Les fichiers bruts et le code de production des courbes ne sont pas redistribués dans cette enquête ; en particulier, l'historique du LBMA Gold Price est soumis à des conditions de licence. Le document est donc autonome pour vérifier les facteurs publiés, mais pas pour reconstruire chaque observation des figures de données ni chaque raccord de série.

Annexe B — dix erreurs à éviter

1. La moyenne arithmétique. Elle brise la symétrie entre un indice et son inverse. La moyenne géométrique évite ce biais.
2. Le mauvais pays au dénominateur. Un prix en yens se déflate avec les données japonaises, pas avec l'IPC ou M2 des États-Unis.
3. Mélanger les niveaux monétaires. Des milliards de dollars, d'euros et de yens ne s'additionnent pas. Chaque série doit d'abord être ramenée à 100.
4. Changer les poids. L'or, les IPC et les agrégats monétaires doivent conserver les mêmes poids, faute de quoi la division compare trois paniers différents.
5. Mélanger les fréquences. Une série trimestrielle officielle ne doit pas devenir mensuelle par simple interpolation sans contrôle. Ici, la fréquence commune est trimestrielle.
6. Ignorer les ruptures. Les définitions statistiques changent parfois. Il faut utiliser, quand elles existent, les séries qui corrigent ces changements et expliquer comment les anciennes et les nouvelles données ont été raccordées.
7. La triangulation. Le prix local de l'or est obtenu avec le cours de l'or en dollars (XAU/USD) et le taux de change, en vérifiant toujours le sens de la cotation.
8. Le choix de la fenêtre. Changer la première ou la dernière observation modifie le rendement et les parts calculées. Il faut publier ces bornes.
9. Confondre comptabilité et causalité. Diviser l'or par un indice dit ce qui reste relativement à cet indice ; cela ne prouve pas qu'il a causé le mouvement.
10. Oublier la reproductibilité. Identifiants, unités, ajustements, moyennes, raccords et date d'extraction sont nécessaires pour refaire le calcul.

Annexe C — glossaire

Sources, méthode et auditabilité

Or et taux de change. Or : LBMA Gold Price PM ; l'accès et la redistribution de l'historique sont soumis aux conditions de licence de la LBMA. Taux de change : Réserve fédérale, H.10, historique et conventions de cotation. Le principe des indices effectifs est également documenté par la Banque des règlements internationaux. L'affirmation sur la progression lente de l'offre minière est documentée dans les Mineral Commodity Summaries 2026 de l'USGS.

Demande officielle. J.P. Morgan Global Research, Will gold prices hit all-time highs again in 2026?, page consultée le 31 juillet 2026 ; World Gold Council, Gold Demand Trends: Q4 and Full Year 2025 — Central Banks, 29 janvier 2026.

Épisode de 2026. LBMA, LBMA Precious Metals Market Report: Q1 2026, 15 avril 2026.

Prix à la consommation. États-Unis : BLS CPIAUCNS. Pour les sept autres zones, les fichiers de calcul viennent de la diffusion SDMX de l'OCDE : flux DF_PRICES_C2018_ALL pour EA, JPN, CHE et CAN ; flux DF_PRICES_ALL pour GBR, CHN et AUS, indices généraux non désaisonnalisés. L'OCDE diffuse ici les statistiques nationales ou européennes ; les définitions ont été contrôlées auprès d'Eurostat, e-Stat, l'ONS, l'OFS, StatCan, l'ABS et le NBS chinois.

Monnaie large. États-Unis : Fed M2SL ; zone euro : BCE BSI, M3, code M.U2.Y.V.M30.X.I.U2.2300.Z01.E ; Japon : BOJ MD02, M3 et guide de raccord de la BOJ ; Royaume-Uni : BoE LPMAUYN, M4 ; Suisse : SNB M3 ; Canada : BoC V41552801, M2++ ; Australie : RBA D1, DGFABMM ; Chine : MOFCOM/PBC, module 047, M2, avec pont 1999 IMF/FRED MYAGM2CNM189N. Liens vérifiés le 31 juillet 2026.

Contexte de 1999. Les pressions liées aux ventes de banques centrales et l'accord qui les a ensuite encadrées sont documentés par le World Gold Council et la LBMA.

Contrôle historique américain. Parité officielle et fin de la convertibilité : Federal Reserve History. Marché londonien et passage au système à deux compartiments en 1968 : LBMA, March 1968 and the London Gold Fixing. Monnaie : Fed M2SL.

Méthode. Les figures nominales utilisent 329 moyennes mensuelles de janvier 1999 à mai 2026. Les tests locaux utilisent 109 moyennes trimestrielles de 1999 T1 à 2026 T1, fréquence imposée par l'historique officiel de l'IPC australien. Dans chaque zone, l'or, l'IPC et la monnaie large sont ramenés à 100 au trimestre initial. Les trois indices composites sont des moyennes géométriques équipondérées. Les tests calculent ensuite « or ÷ IPC » et « or ÷ monnaie large » avec les mêmes huit poids. L'ordre des opérations, le sens des taux de change et les formules sont explicités dans l'annexe A.

Raccords et limites. La M3 japonaise relie l'ancienne définition à la nouvelle en avril 2003. L'Australie utilise les taux de croissance monétaire corrigés des ruptures publiés par la RBA. La série chinoise de 1999 provient du pont IMF/FRED ; ses ruptures de définition de 2001, 2002, 2011 et 2018 restent documentées mais non entièrement rétropolées. Les agrégats M2, M3, M4 et M2++ ne sont pas parfaitement harmonisés, la composition de la zone euro évolue, et aucune décomposition n'établit une causalité économique.

Auditabilité. Les tableaux zone par zone, les formules, les points de contrôle et le mini-script permettent de vérifier l'arithmétique des facteurs publiés. Ils ne permettent pas de reconstruire exactement toute la chaîne source : les fichiers d'entrée, leurs dates d'extraction, certains millésimes et coefficients de raccord, ainsi que le code de production des courbes ne sont pas redistribués avec cette enquête. Elle ne constitue donc pas, à elle seule, une archive intégrale des séries sources. Tous les chiffres du texte et des graphiques proviennent des mêmes séries et des fenêtres annoncées.

Avertissement. Analyse de données historiques à visée pédagogique. Ne constitue ni un conseil en investissement, ni une recommandation. Les performances passées ne préjugent pas des performances futures.