Élasticité de la production au capital informatique : estimations à l'aide de données d'entreprises

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Dans le cadre de la comptabilité de la croissance, un paramètre essentiel, l'élasticité de la production au capital informatique, est calibré en utilisant la part de la rémunération du capital informatique dans la valeur ajoutée (Mairesse, Cette et Kocoglu, 2000). L’objectif du papier est d’estimer économétriquement ce paramètre clé. Nous utilisons ici des données d'entreprises très riches, issues des déclarations fiscales des Bénéfices Réels Normaux et des Déclarations Annuelles de Données Sociales, pour estimer ce paramètre économétriquement. Ces données fournissent, entre autres, des informations sur le stock d’immobilisations corporelles en matériel de bureau, mobilier et informatique. C’est à partir des données sur ce poste des immobilisations qu’est construite notre mesure du capital informatique. Nos résultats suggèrent une élasticité de la production de 0,9 % au capital informatique, soit significativement supérieure à la part de la rémunération du capital informatique dans la production qui est de 0,5 %. Différents tests de robustesse corroborent ce résultat, dont l’origine semble liée à l’existence probable de rendements excédentaires (« excess return ») du capital informatique, que ne permet pas de mesurer la méthode traditionnelle de la comptabilité de la croissance. Enfin, utilisant cette mesure de l’élasticité, nous dégageons une estimation de la contribution agrégée du capital informatique à la croissance de la valeur ajoutée de l’ordre de 0,7 %.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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ÉCONOMIE
Élasticité de la production au capital
informatique : estimations à l’aide
de données d’entreprises
Yoann Barbesol*, Thomas Heckel** et Simon Quantin*
Dans le cadre de la comptabilité de la croissance, un paramètre essentiel, l’élasticité
de la production au capital informatique, est calibré en utilisant la part de la rémunéra-
tion du capital informatique dans la valeur ajoutée (Mairesse, Cette et Kocoglu, 2000).
L’objectif du papier est d’estimer économétriquement ce paramètre clé.
Nous utilisons ici des données d’entreprises très riches, issues des déclarations fscales
des Bénéfces Réels Normaux et des Déclarations Annuelles de Données Sociales, pour
estimer ce paramètre économétriquement. Ces données fournissent, entre autres, des
informations sur le stock d’immobilisations corporelles en matériel de bureau, mobi-
lier et informatique. C’est à partir des données sur ce poste des immobilisations qu’est
construite notre mesure du capital informatique.
Nos résultats suggèrent une élasticité de la production de 0,9 % au capital informati-
que, soit signifcativement supérieure à la part de la rémunération du informa -
tique dans la production qui est de 0,5 %. Différents tests de robustesse corroborent ce
résultat, dont l’origine semble liée à l’existence probable de rendements excédentaires
(« excess return ») du capital informatique, que ne permet pas de mesurer la méthode
traditionnelle de la comptabilité de la croissance.
Enfn, utilisant cette mesure de l’élasticité, nous dégageons une estimation de la contri -
bution agrégée du capital informatique à la croissance de la valeur ajoutée de l’ordre de
0,7 %.
* Insee, Département des études économiques d’ensemble, Division Marchés et stratégies d’entreprise.
** Banque de France.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008 55es Technologies de l’Information et de la de comptabilité de la croissance, peuvent L Communication (TIC, qui comprennent conduire à remettre en cause une telle égalité.
le matériel informatique, les logiciels, l’élec- En outre, des diffcultés techniques, comme la
tronique de loisirs, les appareils de télépho- très délicate mesure du coût du capital informa-
nie et les services de télécommunications) ont tique, entourent d’incertitude la valeur calibrée
12favorisé la croissance économique des décen- de l’élasticité.
nies précédentes, à travers les forts gains de
Dans cet article, nous confrontons donc le cali-productivité des secteurs producteurs d’une
brage de l’élasticité de la production au capital part, et par leur adoption par les secteurs uti-
informatique à son estimation économétrique à lisateurs d’autre part. Ainsi, la part de l’inves-
partir de données individuelles issues en par-tissement à prix courant des entreprises en TIC
ticulier des déclarations fscales des Bénéfces a doublé entre 1980 et 2000 en France passant
Réels Normaux. Cette source présente l’inté-de 6,8 % à 14,4 % (1). Cette évolution couplée
rêt de donner une mesure de l’équipement du à la baisse continue des prix des TIC sur cette
matériel informatique provenant directement même période (15 % par an) révèle ainsi une
des déclarations d’entreprises. De nombreuses augmentation considérable en volume de cet
études microéconomiques récentes, exploitant actif dans le capital des entreprises. À cet égard,
la disponibilité croissante de ces données, ont le matériel informatique occupe une place par-
déjà confronté ces deux méthodes d’évalua-ticulière au sein des TIC ; il est celui qui est le
tion : on notera en particulier que Biscourp, plus largement diffusé et utilisé dans l’ensem-
Crépon, Heckel et Riedinger (2002) soulignent, ble de l’économie. L’équipement des entrepri-
au moyen de données individuelles d’entrepri-ses françaises en ordinateur a été très rapide :
ses et d’une spécifcation certes différente de son investissement a doublé depuis 1980. De
celle de la comptabilité de la croissance, qu’ils plus, presque toutes les entreprises disposent
ne retrouvent pas cette égalité entre l’élasticité désormais d’une connexion à Internet (en 2003,
mesurée et sa valeur calibrée ; ils dégagent au 99,3 % des entreprises de plus de 250 salariés
contraire une nette supériorité de la première et 93 % des PME (2)). Et si l’introduction mas-
sur la seconde. Des études sur données amé-sive des ordinateurs dans l’économie a tardé à
ricaines d’entreprises tendent à confrmer ce se traduire par une augmentation de la produc-
résultat (Lichtenberg, 1995 ; Brynjolfsson et tivité, paradoxe statistique remarqué par Robert
Hitt, 2000 ; Stiroh, 2002).Solow, les gains ont été mis en évidence par de
nombreuses études empiriques (Stiroh, 2002).
Cet article revient ainsi sur le cas français sur la
période 1999-2004. Le champ de notre étude est Le cadre le plus usuel pour mesurer quantitati-
proche de celui de Crépon et Heckel (2000), et vement ces effets de l’informatisation est celui
Biscourp, Crépon, Heckel et Riedinger (2002), de la comptabilité de la croissance ; il permet
puisque, comme eux, nos données proviennent d’apporter une estimation chiffrée de la contri-
d’un échantillon d’entreprises des secteurs bution de l’accumulation du capital informati-
marchands de l’industrie et des services, hors que à l’augmentation de la valeur ajoutée, obte-
secteurs fnanciers. Néanmoins, nous utilisons nue à partir d’une évaluation de l’élasticité de
une mesure du capital informatique plus fne, la valeur ajoutée à ce facteur. Sous une hypo-
obtenue par la méthode de l’inventaire perma-thèse de concurrence pure et parfaite, cette élas-
nent, qui n’avait pas pu être mise en œuvre par ticité est égale à la part de la rémunération de
ces différents auteurs. Ces données fournissent ce facteur dans la valeur ajoutée (cf. encadré 1).
entre autres des informations sur les stocks et À partir de données microéconomiques agré-
les fux d’immobilisations corporelles en maté -gées par secteurs d’activités, Crépon et Heckel
riel de bureau, mobilier et informatique. C’est à (2000), par exemple, l’estiment à 0,3 point de
partir des données sur ce poste des immobilisa-croissance par an sur la période 1987-1998.
tions qu’est construite notre mesure du capital
informatique (voir Greenan, Mairesse et Topiol-Un paramètre essentiel de cette contribution,
Bensaid (2001) pour une utilisation antérieure
l’élasticité de la valeur ajoutée au capital infor-
de ces données). De plus, notre étude s’appuie
matique, est calibré usuellement en utilisant la
au total sur un panel d’entreprises plus large que
part de la rémunération du capital informati-
la plupart des travaux sur cette question.
que dans la valeur ajoutée (Mairesse, Cette et
Kocoglu, 2000). Toutefois, des raisons d’ordre
1. Cf. le rapport 2006 du groupe de travail de la Mission Économie théorique, telle l’existence éventuelle de rende-
Numérique sur les « Impacts macro et microéconomiques des ments excédentaires du capital informatique ou
technologies de l’information et de la communication ».
la pertinence des hypothèses fortes du modèle 2. Ibid.
56 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008L’estimation économétrique de l’élasticité peut croissance passe directement par le développe-
cependant elle aussi présenter des biais, du fait ment rapide des secteurs producteurs de nou-
velles technologies (3). Bien que liées, ces deux de l’endogénéité possible de l’informatisation,
perspectives sont donc diffciles à appréhender et des externalités positives. Des tests de robus-
conjointement dans le cadre de la comptabilité tesse seront donc nécessaires pour s’assurer de
3de la croissance.la validité de l’estimation économétrique.
Il faut noter qu’on s’intéresse ici aux seuls gains 3. Nous renvoyons le lecteur pour une étude plus précise à l’ar-
ticle de Cette, Mairesse et Kocoglu (2000) : « La mesure de l’in-de l’informatisation dégagés par l’accumulation
vestissement en technologies de l’information et de la communi-
de capital informatique. Un autre effet sur la cation : quelques considérations méthodologiques ».
Encadré 1
Le cadre théorique de La comptabiLité de La croissance
La croissance d’une économie, d’un secteur ou d’une Ainsi, en reprenant les notations de (1), les élasticités
entreprise peut être décomposée à partir de la crois- de la valeur ajoutée au capital et au travail :
sance de ces différents facteurs de production. Cette
méthode standard formalisée par Solow (1957) est Cπ = correspond à la part de la rémuné-
appelée « comptabilité de la croissance ».
ration du capital dans la valeur ajoutée, et
Cette approche repose sur une « fonction de produc-
tion » agrégée Y = PGF F(N , K ) et un ensemble de
t t t t
correspond à la part de la rémunéra-facteurs de production (le capital K, le travail N) agré-
gés. La comptabilité de la croissance consiste alors à
tion du travail dans la valeur ajoutée.décomposer la croissance de la valeur ajoutée sur la
base de la fonction précédente :
Ce modèle peut ensuite être adapté en distinguant par
exemple plusieurs types de capital, capital informa-
tique d’une part et capital hors informatique d’autre
part. De même le facteur travail peut être décomposé
en travail qualifé et non qualifé.
(1) Dans une telle décomposition, la contribution du capi-
tal informatique à la croissance s’écrira :
.
K Kπ K / K où π est la part de la rémunération du capital .
, communément appelé le résidu de Solow, informatique dans la valeur ajoutée et K / K la crois-
sance en volume du capital informatique.
représente classiquement le progrès technique et
constitue un facteur important de croissance de la Deux paramètres sont donc essentiels dans la mesure
valeur ajoutée. Ce terme ne nous intéressera pas dans de la contribution du capital informatique à la crois-
le cadre de cette étude, dans la mesure où l’on ne sance :
cherche à évaluer que les bénéfces en terme de crois -
- la croissance en volume du capital informatique sance liés à l’accumulation du capital, mesurés par
- la part de la rémunération du capital informatique
, à l’exclusion de ceux associés aux gains Kqui est un estimateur de l’élasticité e de la valeur ajou-
tée au capital informatique sous les hypothèses de la de productivité dégagés par les entreprises produc-
comptabilité de la croissance, comme il vient d’être trices de matériel informatique (captés par le résidu
rappelé plus haut. Cette part de la rémunération du
), dont l’évaluation à elle-seule demanderait capital informatique est alors dérivée du coût d’usage
du capital informatique.
une autre étude.
- Ce dernier est calculé avec la formule de
Jorgenson :Sous une hypothèse de concurrence pure et parfaite,
le producteur maximise son proft en égalisant la pro -
ductivité marginale de chacun de ses inputs à leurs
(2)
coûts.
K- La part π s’écrit alors et
où c est le coût d’usage du capital, w le salaire nomi- avec r le taux d’emprunt, δ le taux de dépréciation du
t t K
nal et P le prix de production. capital informatique et p son défateur.
t K
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008 57L’élasticité de la production au capital ration du capital informatique dans la valeur ajou-
tée. Cette approche soulève plusieurs critiques. informatique est un paramètre essentiel
de la comptabilité de la croissance
Les premières sont d’ordre technique. Une pre-
mière diffculté est liée au défateur du capital L’analyse de l’impact de l’informatisation des
informatique, auquel les résultats sur la part de entreprises sur la croissance a souvent reposé
la rémunération du capital informatique sont très sur l’utilisation de la méthode de la comptabi-
sensibles. Pour réaliser le partage volume-prix lité de la croissance, assise sur l’exploitation
des investissements en informatique, on utilise le des données macroéconomiques annuelles
défateur correspondant de la comptabilité natio -de la comptabilité nationale. La contribution
nale. Ce défateur est construit à partir d’indices annuelle du capital informatique à la crois-
de prix dits hédoniques qui prennent en compte sance de la valeur ajoutée est évaluée à 0,13
les performances des biens et conduisent, dans point en France (Mairesse, Cette et Kocoglu,
le cas des équipements informatiques, à de for-2000 ; Cette, Kocoglu et Mairesse, 2004) sur la
tes baisses dans le temps (- 15 % entre 1999 et seconde moitié des années 90 et le début des
2000). L’utilisation de ce défateur conduit ainsi années 2000. Elle doit être rapprochée de la
à une forte croissance du volume de capital croissance annuelle de la valeur ajoutée sur la
informatique et à une contribution signifcative même période, soit 2,3 %. À titre de comparai-
à la croissance en dépit de la faible part de sa son, la contribution est de 0,5 point aux États-
rémunération dans la valeur ajoutée. Mairesse et Unis sur une période proche (Oliner et Sichel,
al. (2000) évaluent que la contribution annuelle 2000, 2002).
du capital informatique est fortement sensible
au choix du défateur ; elle passe de 0,13 à 0,04 Rappelons que l’approche en termes de « comp-
point sur la période 1995-1999, si on remplace tabilité de la croissance » repose sur une fonction
le défateur du capital informatique par celui de production agrégée (cf. encadré 1). La crois-
du matériel de communication. Les estimations sance peut donc être décomposée selon la part
économétriques ne sont, elles, pas impactées et l’évolution des différents facteurs de produc-
par le choix du défateur, dans la mesure où il tion (le travail et les différentes formes de capi-
est commun à toutes les entreprises ; son effet tal). La contribution d’un facteur de production
est capté par les indicatrices temporelles utili-à la croissance est plus précisément égale à la
sées dans la régression.de son volume multipliée par la part
de sa rémunération dans la valeur ajoutée. Sous
La mesure du coût du capital est également dif-les hypothèses de concurrence pure et parfaite
fcile. Celui-ci est calculé avec la formule du et de rendements constants, cette dernière part
coût d’usage du capital de Jorgenson. La part de est égale à l’élasticité de la valeur ajoutée à ce
4la rémunération s’écrit alors :facteur. La contribution du capital informatique
K à la croissance s’écrit donc π K / K avec K / K la
Kdu capital informatique et π la part
de la rémunération du capital informatique dans
la valeur ajoutée. Cette dernière correspond
(1)Kà l’élasticité e de la valeur ajoutée au capital
informatique.
avec r le taux d’emprunt, δ le taux de déprécia-
K
tion du capital informatique et p son défateur.
KLa croissance du capital informatique a été très
rapide depuis les années quatre-vingt-dix : la
Il n’est pas facile de choisir le taux d’emprunt contribution du capital informatique à la crois-
et le taux de dépréciation. Mairesse et al. (2000) sance est donc très sensible à la valeur rete-
montrent qu’imposer la somme de la part des Knue pour l’élasticité e . Mairesse et al. (2000)
rémunérations des facteurs à 1 en dilatant les retiennent une valeur de 0,4 % sur la période
parts des différentes formes de capital (ce qui K1995-1999 à partir d’une évaluation de π sur
revient notamment à faire des hypothèses dif-données macro-économiques (4).
férentes sur le taux de rendement) change la
contribution du capital informatique de 0,13 à
Le calibrage classique de l’élasticité
au capital informatique est sujet à caution
4. La part de la rémunération du capital informatique dans la
valeur ajoutée est beaucoup plus forte aux États-Unis qu’en
France : 1,7 % sur la période 1996-2001 (Oliner et Sichel, 2002). L’élasticité de la production au capital informati-
Cette différence explique largement les différences de contribu-
que, est calibrée en utilisant la part de la rémuné- tion dans les deux pays.
58 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 20080,19 point sur la période 1995-1999. D’où l’in- Le cadre théorique de la comptabilité
térêt d’une évaluation économétrique, où le de la croissance adapté au niveau micro-
Kparamètre e est identifé en comparant la pro - économique
ductivité de différentes entreprises en fonction
de leur équipement informatique. Lorsque l’on utilise une fonction de production
agrégée sur l’ensemble de l’économie comme
Au-delà de ces problèmes méthodologiques qui dans le cadre classique de la comptabilité de la
soulignent la diffculté de l’exercice du cali - croissance, les consommations intermédiaires
brage de cette élasticité, la validité même de utilisées pour la production ne sont pas prises
cette méthode de mesure est sujette à caution. en compte. La variable dépendante pertinente
La formule de la part de la rémunération sup- est alors la valeur ajoutée. L’hypothèse sous-
pose que l’entreprise puisse acheter et revendre jacente est que ce qui est une consommation
son équipement informatique d’une année sur intermédiaire pour une entreprise a été pro-
l’autre, ce que rien ne garantit. duit par un autre secteur de l’économie, et fait
donc partie de la production. On agrège donc la
Des critiques portent également sur les hypothè- valeur ajoutée, soit la production hors consom-
ses sous-jacentes. La calibration n’est valable mations intermédiaires ; utiliser la production
que sous les hypothèses de concurrence parfaite « brute » reviendrait en effet à comptabiliser, au
sur le marché des biens et services et sur ceux moins une partie (selon le degré d’ouverture de
des facteurs, ou de rendements constants qui l’économie) des consommations intermédiaires
peuvent être facilement remises en cause (voir deux fois (une fois dans la production de l’in-
encadré 1). Par ailleurs, elle ne tient pas compte dustrie utilisatrice et une fois dans la production
de l’existence probable de rendements excéden- directe).
taires (« excess return ») du capital informatique,
mais suppose que les rendements nets de toutes Pour notre étude, l’hypothèse de fonction de
les formes d’équipement correspondent à leurs production n’est plus faite au niveau agrégé,
rendements concurrentiels. Sur données indivi- mais au niveau de chaque entreprise. Il est donc
duelles d’entreprises américaines, Brynjolfsson nécessaire ici de tenir compte des consomma-
et Hitt (1995, 2000) ou encore Lichtenberg tions intermédiaires, et de choisir la production
(1995) ont notamment conclu à l’existence d’un comme variable expliquée. Hulten (1978) pro-
tel « excess return » associé à l’usage des tech- pose un modèle de comptabilité de la croissance
nologies de l’information, effet persistant dans la adapté à ce cadre : il montre en effet comment
dimension temporelle. Fabrice Gilles et Yannick agréger les comptabilités de la croissance effec-
L’Horty (2005) soulignent qu’en abandonnant tuées au niveau de chaque entreprise, en prenant
la contrainte d’un rendement concurrentiel du en compte le fait que les consommations inter-
capital informatique, il est possible d’expliquer médiaires des unes proviennent de la production
une part plus importante de la croissance. des autres, au moins en partie (cf. remarque plus
haut). Sur l’ensemble de l’économie, la contri-
À l’inverse, certains émettent l’hypothèse que K bution du capital informatique est toujours π.les entreprises peuvent investir massivement K / K.
dans certaines nouvelles technologies, lors-
que leurs potentialités ne sont pas encore bien Dans ce cadre de comptabilité de la croissance
connues. Dans le cas extrême où elles ne s’en adapté au niveau microéconomique, la variable
serviraient pas ou peu dans le cadre de leur pro- pertinente n’est pas la production de l’entreprise
duction, on attribuerait à tort une contribution diminuée de ses consommations intermédiaires,
de ce capital à la croissance de leur production mais sa production au sens large, consomma-
(Gordon, 2000 ; Stiroh, 2002). tions intermédiaires incluses. On ne parle donc
plus de rémunération du capital informatique
Nous proposons donc ici une estimation de dans la valeur ajoutée mais de rémunération
l’élasticité de la valeur ajoutée au capital infor- dans la production. De même que l’on s’inté-
Kmatique e à l’aide de données individuelles resse désormais à l’élasticité de la production
d’entreprises afn de la comparer au rendement au capital informatique, et non plus à l’élasti-
concurrentiel du capital informatique, soit la cité de la valeur ajoutée à ce capital. Cela ne
valeur calibrée de l’élasticité. Toutefois, pour change pas la pertinence de la comparaison (cf.
estimer cette élasticité à partir de données indi- fn de l’encadré 2). L’élasticité de la production
viduelles, il est nécessaire d’adapter le modèle
au capital informatique (cf. fn de l’encadré de la comptabilité au cadre de notre étude
microéconomique. 2) est estimée à l’aide de données individuelles
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008 59d’entreprises. Cette estimation est utilisée pour Il reste néanmoins diffcile de tirer des conclu -
calculer la contribution du capital informatique sions de ces études en termes de causalité et
à la croissance au niveau agrégé. d’ampleur. Les résultats varient en effet selon
la méthode d’estimation choisie. Greenan,
Mairesse et Topiol-Bensaid (2001) et Doms,
Des corrélations signifcatives entre capital Dunne et Troske (1997) montrent pour la
informatique et productivité ont été mises France et les États-Unis que la corrélation entre
en évidence au niveau micro-économique capital informatique et productivité est signif -
cative et positive en niveau, mais non signif -
Notre étude s’inscrit dans un cadre renouvelé cative en différence. L’explication la plus pro-
de l’étude des relations entre capital infor- bable est la présence d’un biais d’effet fxe en
matique et productivité du fait de la dispo- niveau. De plus, même en ne retenant que les
nibilité croissante de données individuelles estimations en différence, aucun consensus ne
d’entreprises. se dégage. Alors que les deux études précéden-
tes trouvent des corrélations non signifcatives,
De nombreux travaux sur données micro-éco- Lehr et Lichtenberg (1999), Stolarick (1999)
nométriques ont montré des corrélations posi- et Brynjolfsson et Hitt (2003) obtiennent pour
tives signifcatives entre capital informatique les États-Unis des corrélations signifcatives et
et productivité (Lehr et Lichtenberg, 1999 ; positives, par ailleurs plus importantes que cel-
Brynjolfsson et Hitt, 2003). les obtenues sur données agrégées.
Encadré 2
adaptation du cadre de La comptabiLité de La croissance au niveau
microéconomique en tenant compte des consommations intermédiaires
Trois hypothèses caractérisent la comptabilité de la la même façon que dans le cadre proposé par Solow
croissance avec les consommations intermédiaires. (1957) :
- Premièrement, les facteurs de production de l’entre-
prise qui produit le bien i sont non seulement les heu- (4)
res travaillées H, le capital informatique C et le stock
i i
de capital correspondant aux autres biens d’équipe-
ment O, mais aussi des consommations intermédiai-i avec ,
res M en produit j :
ij
Q = F({M }, H, C, O, t) (1) et i i ij i i i
- Par ailleurs, la production Q constitue l’ensemble
i
des ressources en bien i ; elle est utilisée pour les La contribution du capital informatique à la croissance
emplois fnaux Y et les consommations intermédiai-
i de la valeur ajoutée peut alors se décomposer et être
res de l’ensemble des entreprises . L’équilibre approximée au premier ordre de la façon suivante :
emplois-ressources pour le bien i s’écrit alors :
(5) (2)
- Enfn, la production de l’ensemble de l’économie est
contrainte par une technologie de production reliant
C est un estimateur de e . les productions de toutes les entreprises {Y} à l’en-
i
semble des facteurs de production utilisés ( ,
A partir de ce dernier résultat, il découle que tester la
et ) :
validité du modèle de la comptabilité de la croissance
revient à comparer l’élasticité de la production au
capital informatique avec la part de sa rémunération F({Y}, H, C, O, t) = 0 (3)
i dans la production.
Cet article s’appuie sur cette équivalence pour tester Hulten (1978) montre alors que la croissance de la
la validité du modèle de la comptabilité de la crois-
valeur ajoutée se décompose alors de sance.
60 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008Les estimations en différences ne règlent pas viduelle (within). Comme évoqué précédem-
tous les problèmes d’endogénéité. Par construc- ment, ces méthodes permettent de tenir compte
tion, elles éliminent un biais fxe dans le temps : de l’hétérogénéité individuelle des entreprises
certaines entreprises auraient des caractéris- fxe dans le temps. Pour traiter du problème de
tiques qui expliqueraient à la fois qu’elles simultanéité « dynamique » évoqué plus haut,
s’équipent plus en matériel informatique, et nous utilisons le capital informatique de début
qu’elles connaissent des gains de productivité. de période, plutôt que le capital informatique
Il est cependant possible que cette endogénéité de la période courante. L’hypothèse identifante
soit également liée à des effets dynamiques. est que le capital de début de période n’est pas
Par exemple, les entreprises choisissent d’in- affecté par les chocs de productivité qui peu-
vestir dans du matériel informatique suite à un vent se produire par la suite. Enfn, pour tester
choc positif de productivité. Ce biais pourrait de la robustesse de nos résultats, nous mettons
conduire à surestimer l’effet du matériel infor- en œuvre des procédures de la méthode des
matique. À l’inverse, différencier les variables moments généralisés (GMM).
ou calculer l’écart à leur moyenne conduit à ne
pas utiliser une part importante de la variance
Le stock de capital informatique des données et à exacerber le biais d’erreur de
mesure vers 0 (Griliches et Mairesse, 1995). et sa rémunération
L’importance relative de ces deux effets peut
expliquer les différences dans les estimations Dans cet article, le stock de capital informati-
des études citées ci-dessus. que est estimé au niveau individuel à partir de
données administratives : les déclarations fsca -
Pour tenir compte de ces biais, nous utilisons les au titre du Bénéfce Réel Normal (BRN) et
dans cette étude des estimations en différence les Déclarations Annuelles de Données Sociales
et des estimations dans la dimension intra-indi- (DADS) (cf. encadré 3).
Encadré 3
données utiLisées et champ d’étude
quel champ d’étude ? La ristourne Juppé de 1995 à 2003 (ristourne dégres-
sive de cotisations patronales sur les bas salaires) ;
Le champ de cette étude est restreint aux entreprises
déclarant un chiffre d’affaire positif, une valeur ajoutée Les allègements de charge pour les travailleurs à
positive et ne travaillant pas dans les secteurs d’acti- temps partiel ;
vités suivants : les activités fnancières, les activités
immobilières, l’éducation, la santé et actions sociales, Les allègements de charge pour réduction du temps
les administrations publiques, les activités associati- de travail : allègement « de Robien » et allègements
ves et l’agriculture, sylviculture et pêche. Notre échan- liés au passage aux 35 heures des entreprises (lois
tillon retient toutes les entreprises présentes au moins Aubry I et Aubry II) ;
trois ans (cf. le nettoyage des données ci-dessous).
La convergence des SMICs et l’uniformisation des
données relatives au facteur travail allègements de charge (lois Fillon mises en œuvre à
partir de janvier 2003).
Les données relatives au facteur travail sont disponi-
bles dans les liasses fscales des entreprises soumi - Trois classes de qualifcation défnies à partir de la
ses aux Bénéfces Réels Normaux (BRN) et dans les catégorie socioprofessionnelle sont retenues :
Déclarations Annuelles de Données Sociales (DADS).
Les BRN fournissent les effectifs et la masse salariale
globale sans distinction des qualifcations classes de qualifcation constituées à partir
des catégorie socio-professionnelles (csp)
Les DADS, exploitées dans cette étude de 1999 à 2004,
regroupent par entreprise l’information sur la rémunéra-
Peu qualifés Employés et ouvriers non qualifés (CSP tion des salariés, leur nombre d’heures salariées et leurs
N° 53, 55, 56, 67, 68, 69)
caractéristiques. On peut ainsi reconstruire la structure
de la main-d’œuvre par qualifcation, sexe et âge. De Qualifés Employés et ouvriers qualifés (CSP N°
52, 54, 62, 63, 64, 65)plus, le coût salarial estimé à partir des DADS intègre
les évolutions des différents taux de cotisations patro-
Très qualifés Chefs d’entreprises, cadres et profes-nales et la plupart des allègements de charge. En parti-
sions intermédiaires (CSP N° 2, 3, 4)
culier, ont été intégrés suivant l’année considérée :

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008 61Les liasses fscales des BRN contiennent les d’autres types d’actifs, il est possible d’estimer
déclarations annuelles détaillées des comptes des séries temporelles d’investissement en capi-
d’entreprise à l’administration fscale, et four - tal « informatique et autre » au niveau individuel.
nissent notamment des informations structurel- Ainsi, il nous est possible de mettre en œuvre la
les clés de l’entreprise, que nous utilisons dans méthode de l’inventaire permanent qui permet
notre étude : la production, les consommations d’estimer au mieux les différents types de capital
intermédiaires, la valeur ajoutée, ainsi que le détenu par l’entreprise (cf. encadré 4).
capital mobilisé dans le processus de production.
Au fnal, nous disposons d’un échantillon De plus, chaque année, les entreprises ventilent
d’un peu plus de 20 000 entreprises (à titre leur stock, leur acquisition et leur mise au rebut
de capital corporel et incorporel en 13 postes. de comparaison Biscourp, Crépon, Heckel et
En particulier, le poste comptable « Matériel de Riedinger (2002) disposaient d’un panel de
bureau et informatique, mobilier » permet de seulement 5 000 entreprises, ce qui était déjà
construire une mesure fne du capital informati - nettement plus que ceux utilisées par les études
que détenu par l’entreprise. Si ce poste comporte antérieures).
Encadré 3 (suite)
données relatives au facteur capital régime du BRN. Cette source permet enfn d’avoir des
données de panel grâce auxquelles on peut contrôler
Nous utilisons les données fscales issues du Bénéfce la cohérence temporelle des déclarations successives
Réel Normal (BRN) de 1999 à 2004. Nous restreignons et des caractéristiques passées des entreprises.
en effet cette étude aux entreprises déclarant des
Dans cette étude, nous distinguons deux types de bénéfces industriels et commerciaux (BIC) au titre du
biens de capital : le capital informatique (cf. encadré 4 Bénéfce Réel Normal, ce qui exclut les entreprises
pour plus de détails sur la construction de la varia-avec des revenus agricoles (RA), les bénéfces non
ble capital informatique) et le capital productif fxe commerciaux (BNC) et toutes les entreprises effec-
autre (les terrains ne sont pas inclus.). tuant des déclarations fscales de bénéfces industriels
et commerciaux dans le cadre du régime simplifé
d’imposition (RSI). Dans le cadre du RSI, les données nettoyage des données
détaillées du poste « Matériel de Bureau et informati-
que » ne sont en effet pas disponibles. L’exploitation de la liasse fscale « Immobilisations »
renseigne sur les acquisitions et les cessions en dif-
L’avantage de cette source est qu’elle fournit une infor- férents types de capital. La connaissance du stock
mation sur les performances de l’entreprise (valeur de chaque type de biens de capital en début et en
ajoutée, chiffre d’affaire à l’exportation) ainsi que sur fn d’exercice a permis de ne retenir que les entrepri -
la structure du capital utilisé (immobilisations corpo- ses pour lesquelles une cohérence temporelle entre
relles et incorporelles en début et fn d’exercice, dota - les déclarations successives de l’entreprise a pu être
tions aux amortissements, augmentations et cessions observée. Cette cohérence temporelle doit être vala-
en cours d’exercice par type d’actifs immobilisés, ble sur au moins trois années consécutives. Elle est
etc.). Les données ne sont disponibles que lorsque primordiale pour la mise en œuvre de la méthode de
les stocks ou les fux considérés dépassent le millier l’inventaire permanent (cf. encadré 4)
d’euros. Elles sont renseignées comme nulles le cas
Chacune des variables d’intérêts a été nettoyée en ne échéant, tout comme les valeurs manquantes.
retenant que les entreprises dont l’évolution annuelle
Cette source couvre également un champ très large, pour chacune des variables d’intérêts est comprise
défni en fonction du régime de déclaration fscale dans l’intervalle construit à partir de la médiane et de
des entreprises. Au-delà d’un certain chiffre d’affaire, plus ou moins cinq fois l’écart inter-quartile. Ce net-
toutes les entreprises doivent faire leur déclaration au toyage est par ailleurs effectué par secteur.
nettoyage des données sur la liasse fscale « immobilisations »
Total Entreprises effectuant Cohérence temporelle d’au Après nettoyage sur DLPR,
des déclarations suc- moins 3 ans de la liasse fs - DLCI, DLH et secteur d’acti-
cessivement pendant au cale « Immobilisations » et à vité cohérent dans le temps
moins 3 ans immobilisations en MBIM >0 et immobilisations et amor-
sur la période de cohérence tissements cohérents dans
le temps
Nombre
d’entreprises sur la
période 1999-2004 812 568 457 139 45 892 23 382
Lecture : l’échantillon regroupe 812 568 entreprises sur la période 1999-2004.
Champ : entreprises déclarant un chiffre d’affaire positif, une valeur ajoutée positive et ne travaillant pas dans les secteurs d’activités
suivants : les activités financières, les activités immobilières, l’éducation, la santé et actions sociales, les administrations publiques,
les activités associatives et l’agriculture, sylviculture et pêche.
Source : BRN-INSEE 1999-2004, calcul des auteurs.
62 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008Encadré 4
mesure du capitaL « informatique et autre »
Construite à partir des déclarations fscales des entre - cessions et mises au rebut mesurées au coût histori-
prises soumises au principal régime de l’impôt sur les que entre les dates t-1 et t, et DDV la durée de vie du
sociétés, celui des Bénéfces Réels Normaux (BRN), capital considéré.
notre mesure des différents types de capital utilise
Cette méthode d’évaluation du capital informatique est l’ensemble des informations disponibles dans la liasse
plus fne que la méthode chronologique qui consiste fscale sur les immobilisations corporelles et, pour le
aussi à simuler le processus d’accumulation. En effet, capital informatique, sur le poste « Matériel de Bureau
on ne suppose pas qu’une part constante du capital et Informatique, Mobilier » (MBIM) des immobilisations
de la date précédente est cédée ou mise au rebut. corporelles. Ces informations sont très détaillées : elles
On préfère ici utiliser l’information sur les cessions et incluent le stock présent dans l’entreprise à la clôture
mises au rebut disponibles au niveau individuel et faire de chaque exercice comptable, le stock d’amortisse-
l’hypothèse supplémentaire suivante : les cessions et ment correspondant, et l’investissement, les cessions
mises au rebut à la date t correspondent à des inves-et mises au rebut de l’année en cours. Elles ne sont
tissements effectués à la date t-DDV, ce qui explique toutefois pas suffsantes pour déterminer directement
qu’elles soient divisées par le défateur des prix à la la valeur des stocks, les cessions, les acquisitions de
matériel informatique, pour deux raisons. Tout d’abord date t-DDV.
il n’existe pas, dans les liasses fscales, de postes
spécifquement prévus pour le capital informatique. part du capital informatique dans le poste « matériel
Sa comptabilisation est en fait incluse dans un poste de bureau, mobilier et matériel informatique »
plus vaste ; « Matériel de bureau, mobilier et matériel
informatique ». La mesure des stocks, les cessions, les Dans les liasses fscales, seuls le stock en début et fn
acquisitions de matériel informatique ne peut qu’être d’exercice, les acquisitions et cessions en « Matériel de
une approximation. Ensuite, la mesure même du stock bureau, mobilier et matériel informatique » sont dispo-
du capital dans les liasses fscales, au coût historique, nibles. Ce poste inclut, outre le matériel informatique,
n’est pas exploitable directement et doit être retraitée. le matériel de bureau (machines à écrire, machines à
calculer, postes téléphoniques, matériels de consul-
tation, appareils annexes tels que les photocopieurs, des immobilisations comptabilisées au coût
appareils de projection, appareils sonores tels que les historique
magnétophones, etc.) et le mobilier (bureau, chaises,
armoires, tables, etc.). L’évaluation du stock de capital des différents biens
retenus repose généralement sur une exploitation
La part de l’investissement et des cessions en capital directe du stock brut des immobilisations fgurant dans
informatique dans le poste « Matériel de bureau, mobi-le bilan comptable des entreprises : chaque année,
lier et matériel informatique » est estimé sur la base l’entreprise déclare le stock de capital dont elle dis-
des fux d’investissement de la comptabilité natio -pose suivant les différents types de biens. Ces stocks
nale annuelle au niveau agrégé suivant chacun des sont comptabilisés aux coûts historiques, i.e. à leur
biens qui composent ce poste (Équilibre Ressources-valeur d’entrée dans le patrimoine de l’entreprise. Pour
Emplois au niveau fn). Cette information n’est dispo -pallier ce problème, on assimile usuellement le stock
nible que depuis 1999. part évolue à la baisse au de capital accumulé au cours des années à un inves-
cours de la période d’étude (cf. graphique I).tissement unique effectué dans le passé à une date t-a
avec a l’âge moyen du capital considéré (cf. Crépon-
Heckel, 2000, pour une description plus détaillée). Graphique I
poids de l’investissement en capital
Dans cette étude, nous privilégions plutôt la méthode informatique dans le poste « matériel de
de l’inventaire permanent. En effet, nous exploitons bureau, mobilier et matériel informatique »
aussi la liasse fscale sur les immobilisations des de 1999 à 2005
entreprises, dans laquelle l’entreprise déclare, chaque
En %
80année, les augmentations (« investissements ») et les
diminutions (« cessions ») de capital suivant les diffé-
70rents types de biens.
À partir de ces deux sources d’information, il est pos- 60
sible de simuler le processus d’accumulation de cha-
cun des deux types de capital productif (informatique 50
et autre) en utilisant la formule suivante :
40
1999 20002001 2002 2003 2004 2005
Lecture : L’investissement en capital informatique représente
en moyenne, pour l’année 2004, près de 65 % des investisse-
ments effectués au titre du poste « matériel de bureau, mobi-
où K représente le stock en volume de capital consi- lier et informatique »i,t
déré de l’entreprise i à la date t, p l’indice de prix cor- Champ : cf. encadré 3.t
Source : BRN-INSEE 1999-2004, calculs des auteurs.respondant, I l’investissement en valeur, CMR les
i,t i,t

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008 63La rémunération du capital informatique est teurs (consommations intermédiaires, travail,
évaluée à partir de la formule du coût d’usage du capital informatique et capital autre) pour cha-
capital de Jorgenson (1963), voir équation (1), que entreprise.
qui fait intervenir le coût de fnancement et la
Calibrer ainsi les élasticités renvoie à l’hypo-dépréciation économique :
thèse de rendements constants du modèle de la
- Le coût de fnancement est ici assimilé au taux comptabilité de la croissance. La moyenne de
d’intérêt de long terme. Faible comparé au taux la part de cette rémunération dans la produc-
de long terme moyen de la décennie précédente tion s’établit à 0,5 % (voir tableau 1). À titre
(10 %, taux d’ailleurs utilisé par Mairesse et al., de comparaison, la part dans la valeur ajoutée
2000), il oscille entre 4 % et 5,5 % sur la période. trouvée par Mairesse et al. (2000) sur la période
1995-1999 est de 0,4 %Une autre mesure du coût de fnancement a aussi
été testée : le taux d’intérêt apparent (ratio frais
Cette différence s’explique en partie par le fait fnanciers sur dettes) des entreprises au niveau
que notre période d’estimation porte jusqu’à individuel. Elle conduit aux mêmes conclusions
2004, tandis que la leur s’arrêtait à 1999. Par (cf. résultats en annexe).
ailleurs, ils s’appuyaient sur un ratio capital
- Le taux de dépréciation économique retenu informatique sur valeur ajoutée calculé à l’aide
est estimé à l’inverse de la durée de vie du bien de la comptabilité nationale, classiquement
considéré : 5 ans pour le matériel informatique, moins élevé quand il est calculé à l’aide des don-
15 pour le capital productif autre. nées individuelles d’entreprises. Ces élasticités
sont en outre très variables selon les secteurs, ce
qui suggère de fortes hétérogénéités qui ne sont
La part de la rémunération du capital pas prises en compte dans les estimations sur
informatique est de 0,5 % données macroéconomiques (voir plus bas).
dans la production
Les parts des rémunérations dans la production
Nous calculons la part moyenne sur la période des autres facteurs sont également présentées
1999-2004 de rémunération de chacun des fac- (cf. tableau 1).
Encadré 4 (suite)
coût et rémunération des biens de capital être isolés à l’aide des données utilisées. Dans le cas
des logiciels, quand ils sont créés et acquis, ils sont
Les coûts et rémunérations des différents biens de enregistrés dans les immobilisations incorporelles.
capital distingués ont été calculés à partir de la for- Quand ils sont exploités sous licence, les redevances
mule du coût d’usage du capital de Jorgenson qui fait correspondantes sont enregistrées comme des char-
intervenir le coût de fnancement et la dépréciation ges de l’exercice. Les biais liés à ces limites sont dif-
économique : fciles à évaluer.
- Le coût de fnancement est ici assimilé au taux
d’intérêt de long terme. Une autre mesure du coût de
Graphique IIfnancement a aussi été testée : la moyenne annuelle
évolution comparée de l’indice des prix du taux d’intérêt apparent (ratio frais fnanciers sur
de la formation brute de capital fxe dettes) des entreprises au niveau individuel.
et du matériel informatique
- Le taux de dépréciation économique retenu est
Indice (base 100 en 2000) estimé à l’inverse de la durée de vie du bien consi- 300
déré : cinq ans pour le matériel informatique, 15 pour
250
le capital productif autre.
200
- L’indice des prix utilisé pour le capital informatique
150est le défateur de la formation brute de capital fxe en
ordinateurs, équipements informatiques et produits 100
associés de la comptabilité nationale. Il intervient dans 50
les équations de coût d’usage du capital informatique
0et joue un rôle important. Construit à partir d’indices de
prix hédoniques, il signale plusieurs fortes baisses du
prix des matériels informatiques de 1990 à aujourd’hui.
Indice des prix de la formation brute de capital fixeNotre mesure présente toutefois des limites.
en matériel informatique
L’informatique intégrée aux machines et les logiciels
sont en particulier exclus. Tous les deux ne peuvent Source : Comptabilité nationale, Insee
64 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419–420, 2008
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