Le ralentissement de la productivité du travail au cours des années 1990 : l 'impact des politiques d 'emploi

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Au début des années 1990, la productivité du travail s'est infléchie en France. Le taux de croissance annuel de la productivité par salarié dans le secteur marchand non agricole a décru de 2 % par an sur la période 1982-1992 à 0,7 % sur la période 1993-2002. Ce ralentissement s'est traduit par un enrichissement apparent de la croissance en emploi de 1 600 000 personnes entre 1993 et 2002, localisé essentiellement dans les secteurs des services. De nombreux travaux ont été menés sur ce sujet, sur données micro ou macroéconomiques, sans qu'aucun d'eux ne puisse prétendre rendre compte du phénomène de manière entièrement satisfaisante. La baisse des gains de productivité du travail en France est analysée ici à partir de données macroéconomiques trimestrielles portant sur le secteur marchand non agricole. Une équation d'emploi est estimée en s'attachant aux déterminants de long terme. Plusieurs variables permettent de rendre compte de la baisse des gains de productivité : évolution de la durée du travail, coût du travail et coût relatif des facteurs de production - capital, travail qualifié et peu qualifié -, part dans l'emploi des travailleurs à temps partiel. Les équations sont estimées pour l'ensemble du secteur marchand non agricole, puis, de manière séparée, pour les branches manufacturière et non manufacturière, afin de prendre en compte la forte croissance de l'emploi dans les services. La réduction de la durée travaillée et celle du coût relatif du travail peu qualifié par rapport au travail qualifié ont contribué à la baisse des gains de productivité du travail. Ils se sont vraisemblablement accompagnés d'un ralentissement de la productivité tendancielle.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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PRODUCTIVITÉ
Le ralentissement
de la productivité du travail
au cours des années 1990 :
l’impact des politiques d’emploi
Pierre-Olivier Beffy et Nathalie Fourcade*
Au début des années 1990, la productivité du travail s’est infléchie en France. Le taux
de croissance annuel de la productivité par salarié dans le secteur marchand non agricole
a décru de 2 % par an sur la période 1982-1992 à 0,7 % sur la période 1993-2002. Ce
ralentissement s’est traduit par un enrichissement apparent de la croissance en emploi de
1 600 000 personnes entre 1993 et 2002, localisé essentiellement dans les secteurs des
services. De nombreux travaux ont été menés sur ce sujet, sur données micro ou
macroéconomiques, sans qu’aucun d’eux ne puisse prétendre rendre compte du
phénomène de manière entièrement satisfaisante.
La baisse des gains de productivité du travail en France est analysée ici à partir de
données macroéconomiques trimestrielles portant sur le secteur marchand non agricole.
Une équation d’emploi est estimée en s’attachant aux déterminants de long terme.
Plusieurs variables permettent de rendre compte de la baisse des gains de productivité :
évolution de la durée du travail, coût du travail et coût relatif des facteurs de production
– capital, travail qualifié et peu qualifié –, part dans l’emploi des travailleurs à temps
partiel. Les équations sont estimées pour l’ensemble du secteur marchand non agricole,
puis, de manière séparée, pour les branches manufacturière et non manufacturière, afin
de prendre en compte la forte croissance de l’emploi dans les services.
La réduction de la durée travaillée et celle du coût relatif du travail peu qualifié par
rapport au travail qualifié ont contribué à la baisse des gains de productivité du travail.
Ils se sont vraisemblablement accompagnés d’un ralentissement de la productivité
tendancielle.
* Pierre-Olivier Beffy appartient à l’OCDE et Nathalie Fourcade à la Direction Générale du Trésor et de la Politique
Économique (DGTPE). Au moment de la rédaction de cet article, les auteurs faisaient partie de la division Croissance et
politiques macroéconomiques de l’Insee. Cet article n’engage que ses auteurs : il ne reflète pas la position de l’Insee,
de l’OCDE ou de la DGTPE.
Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article.
Les auteurs remercient Hélène Baron et Ronan Mahieu qui ont participé à une version antérieure de cet article, Didier
Blanchet, Nicolas Carnot, Benjamin Delozier, Eric Dubois, Stéphane Gregoir, Selma Mahfouz et Paul-Emmanuel Piel
pour leur assistance et leurs commentaires, ainsi que les deux rapporteurs anonymes d’Économie et Statistique pour
leurs précieuses remarques. Ils ont également bénéficié des réflexions du groupe de travail Dares-DPAE-Insee sur
l’emploi. Les erreurs qui subsisteraient leur sont entièrement imputables.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004 3u début des années 1990, la productivité du sur la manière de prolonger la tendance exogène
travail s’est infléchie en France. Le taux de de la productivité du travail dans le futur. C’estA
croissance annuel de la productivité par salarié en quoi elle pose problème en prévision. (1)
dans le secteur marchand non agricole (SMNA)
Le ralentissement de la productivité du travail enest passé de 2 % par an sur la période 1982-1992
France est étudié ici à partir de données macro-à 0,7 % par an sur la période 1993-2002 (1). Ce
économiques trimestrielles portant sur le secteurralentissement s’est traduit par un enrichisse-
marchand non agricole. On estime une équationment apparent de la croissance en emploi de
d’emploi en s’attachant aux déterminants de long1 600 000 personnes entre 1993 et 2002, loca-
terme. Plusieurs variables permettent de rendrelisé essentiellement dans les secteurs des servi-
compte de la baisse des gains de productivité :ces (Lerais, 2001). De nombreux travaux ont été
évolution de la durée du travail, coût du travail etmenés sur ce sujet, à partir de données micro ou
coût relatif des facteurs de production (capital,macroéconomiques, sans qu’aucun ne puisse
travail qualifié et peu qualifié), part dans l’emploiprétendre rendre compte du phénomène de
des travailleurs à temps partiel. Les équationsmanière entièrement satisfaisante. Si les études
sont estimées pour l’ensemble du secteur mar-microéconomiques permettent de décrire cet
chand non agricole, et, de manière séparée, pourinfléchissement de manière fine, en tenant
les branches manufacturière et non manufactu-compte des comportements hétérogènes des fir-
rière, le ralentissement de la productivité du tra-mes, des salariés et des secteurs, les études
vail concernant essentiellement les services. Lamacroéconomiques ont un intérêt pratique : les
réduction de la durée travaillée et celle du coûtéquations d’emploi agrégées fournissent en
relatif du travail peu qualifié ont contribué à laeffet des coefficients facilement interprétables,
baisse des gains de productivité. Ils se sont vrai-et s’insèrent aisément dans les modèles macro-
semblablement accompagnés d’un ralentisse-économétriques utilisés par de nombreux orga-
ment de la productivité tendancielle. nismes pour faire des prévisions. C’est cette
seconde optique qui est adoptée ici.
Plusieurs études ont tenté d’introduire dans les Un cadre explicatif
équations d’emploi macroéconomiques des du ralentissement
variables explicatives de la baisse des gains de
de la productivité du travailproductivité telles que la variation de la durée
travaillée ou l’impact des mesures favorables à
’équation d’emploi utilisée dans cet articlel’emploi. Duchêne, Forgeot et Jacquot (1997) et
est une équation de demande de travail deLGonzalez-Demichel, Ménard et Nauze-Fichet
la part des entreprises. Leur comportement(2000) ne parviennent à rendre compte que par-
résulte d’un programme d’optimisation classi-tiellement du phénomène. L’Horty et Rault
que dans les modèles macroéconométriques,(2002), utilisant des données de la base 1980
décrit dans l’encadré 1. On suppose qu’il existedes comptes trimestriels français, montrent que
trois facteurs de production substituables : lela prise en compte des heures travaillées et du
capital, le travail non qualifié et le travail quali-coût du travail permet un ajustement satisfai-
fié. Dans ce cadre, le volume d’emploi dépendsant, mais leur période d’étude (1976-1996) ne
du niveau d’activité, de la productivité tendan-couvre qu’une partie de la période correspon-
cielle du travail, de sa durée, de son coût moyen,dant au ralentissement de la productivité du tra-
ainsi que du coût relatif du travail peu qualifiévail, et l’équation estimée jusqu’en 1992 sous-
par rapport au travail qualifié.estime l’emploi dans les secteurs non industriels
entre 1993 et 1996. Dans ces conditions, la plu-
part des équations d’emploi macroéconomiques Les variables retenues
(par exemple celle de l’emploi non manufactu- et le champ de l’étude
rier dans le modèle MÉSANGE élaboré par la
Les graphiques montrant l’évolution des varia-Direction de la Prévision et de l’Analyse Écono-
bles utilisées et qui ont valeur d’illustrationmique et l’Insee) modélisent le ralentissement
générale sur la période sont regroupés annexe 3.de la productivité sous la forme d’une rupture de
la tendance exogène de la productivité de long
terme du travail. Une telle spécification permet
1. Le secteur marchand non agricole (SMNA) désigne les bran-un ajustement satisfaisant de l’équation aux ches EB à EP selon la nomenclature NES. Le secteur manufactu-
rier regroupe les branches EC à EF, soit les industries automobile,données sur le passé, mais ne fournit aucun élé-
des biens de consommation, des biens d’équipement et intermé-ment explicatif sur la baisse des gains de pro-
diaires. Le secteur non manufacturier contient les autres bran-
ductivité. Elle ne donne donc pas d’indication ches du champ EB-EP.
4 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004Encadré 1
UN MODÈLE POUR EXPLIQUER LA BAISSE DES GAINS DE PRODUCTIVITÉ DU TRAVAIL
On considère n firmes en concurrence monopolisti- Une équation d’emploi de long terme
que. Leurs fonctions de production sont identiques, de
À l’équilibre symétrique, la demande de travail agrégéetype CES, avec trois facteurs de production : capital,
est définie par la relation (le détail des calculs figure entravail qualifié et travail peu qualifié. Les rendements
annexe 1) :d’échelle sont supposés constants.
Pour chaque entreprise i, la fonction de production
s’écrit :
Y, K, L , L représentent, respectivement, la valeurq nq avec W et W le coût horaire du travail qualifié et peuq nqajoutée, le stock de capital, l’emploi qualifié et peu qualifié par équivalent temps-plein. On peut remarquer
qualifié mesurés en nombres d’équivalents temps- que le coût relatif du travail par rapport au capital
plein (ETP). n’intervient pas dans la solution du problème en con-
currence monopolistique. La résolution complète du
H représente la durée moyenne du travail et α mesure modèle permet néanmoins de faire apparaître une
l’impact de la variation de cette durée sur la producti- frontière des prix des facteurs. Le prix de valeur ajou-
vité du travail.
tée constitue le nominal. C’est à travers la détermina-
tion de ce prix que le coût du capital a un impact sur la
a et a sont des coefficients positifs dont la somme1 2 demande de travail. Pour obtenir un coût relatif du tra-
est inférieure à 1.
vail par rapport au capital dans la demande de travail,
il est possible de calculer un équilibre à prix fixe : dans
σ caractérise l’élasticité de substitution entre facteurs
ce cas, la minimisation des coûts à fonction de pro-
de production, supposée identique entre chaque fac-
duction donnée entraîne la prise en compte d’un des
teur. On peut aussi supposer que le travail peu qualifié
coûts des facteurs comme nominal. Un tel type d’équi-est plus substituable que le travail qualifié au capital,
libre semble toutefois moins réaliste.mais cela ne change pas la forme théorique de l’équa-
tion d’emploi finale. Par la suite, on écrit en minuscule le logarithme des
variables utilisées.
Enfin, E représente le progrès technique associé aux
deux types de travail (cette productivité de long terme La log-linéarisation de cette relation par rapport à un
des heures travaillées est encore appelée efficience du sentier de croissance équilibrée conduit à la demande
travail). de long terme de travail suivante :
Les fonctions de production agrégées permettent trois
spécifications différentes pour le progrès technique :
(1)celui-ci peut être neutre au sens de Harrod, de Hicks
ou de Solow. Ici, le progrès technique est neutre au
où w et e représentent le logarithme du coût horairesens de Harrod, c’est-à-dire qu’il améliore l’efficacité
moyen du travail et de l’efficience moyenne. θ est unedu travail. Il s’agit d’une hypothèse habituelle, notam-
constante définie par les différents paramètres dument dans le cadre des théories de la croissance. En
modèle. Elle est positive si le coût du travail qualifié esteffet, la neutralité au sens de Hicks, qui suppose que
supérieur à celui du travail peu qualifié sur le sentier dele progrès technique améliore de la même manière
croissance équilibrée, ce qui paraît une hypothèsel’efficacité productive du capital et du travail, implique
logique.
une intensité capitalistique constante. Or, on observe
plutôt une augmentation de l’intensité capitalistique au
cours du processus de croissance. La neutralité au Durée du travail, coût du travail
sens de Solow indique qu’à capital donné, l’efficacité et productivité du travail
du travail ne change pas : elle est très rarement utili-
De manière équivalente, l’équation (1) s’écrit sous lasée.
forme d’une équation de productivité :
La demande adressée à chaque entreprise s’écrit :
Ainsi, les variables pertinentes pour l’étude du ralentis-
avec Y la production totale, n le nombre d’entreprises, sement de la productivité du travail sont, outre la ten-
P le prix de l’entreprise i et P le niveau général des dance exogène, la durée du travail, le coût moyen dui
prix. η est l’élasticité de substitution entre les diffé- travail, ainsi que le coût relatif du travail peu qualifié
rents biens pour le consommateur représentatif. par rapport au travail qualifié.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004 5L’analyse porte sur l’ensemble du secteur mar- comme mesure de la valeur ajoutée celle de
chand non agricole. En effet, si une approche l’ensemble de ces agents. Par souci de cohé-
désagrégée par branche permettrait de prendre rence, le volume d’emploi inclut les travailleurs
en compte le fait que le ralentissement de la pro- indépendants. La plupart des équations macro-
ductivité concerne principalement certaines économiques mettent en regard la valeur ajoutée,
branches des services, les données par branche y compris celle des entreprises individuelles, et
de la comptabilité nationale apparaissent moins les seuls effectifs salariés (c’est, par exemple, le
fiables que les données agrégées en raison des cas des équations du modèle MÉSANGE).
difficultés liées à la ventilation entre branches Cette approximation est susceptible d’intro-
de variables telles que les consommations inter- duire un biais à la baisse de la productivité appa-
médiaires ou l’intérim (Gonzalez, 2002). C’est rente du travail, du fait de la tendance à la trans-
pourquoi on retient un faible niveau de désagré- formation d’emplois indépendants en emplois
gation, et les commentaires portent sur le sec- salariés depuis plusieurs décennies. En effet,
teur marchand non agricole dans son ensemble. l’emploi salarié croît plus vite que l’ensemble
Sauf mention contraire, les variables utilisées de l’emploi salarié et non salarié, l’écart entre
peuvent être calculées pour l’ensemble du sec- les deux tendances semblant se creuser au début
teur marchand non agricole, ou seulement sur des années 1990 (cf. graphique B annexe 3).
les branches manufacturière et non manufactu-
rière. Pour le volume et le prix de la valeur ajou- Les évolutions de la productivité apparente du
tée, ainsi que pour l’emploi et les salaires toutes travail résultent de celles de la valeur ajoutée et
qualifications confondues, les variables utili- de l’emploi. Son ralentissement au début des
sées sont celles des comptes nationaux trimes- années 1990 concerne uniquement les branches
triels publiés en juin 2003 selon le Système non manufacturières (cf. graphique C annexe 3).
européen des comptes (SEC 95).
… et une durée du travail en durée
Une mesure de l’emploi en équivalents hebdomadaire d’un temps complet
temps-plein…
De manière cohérente avec une mesure du
L’emploi est mesuré en nombre d’équivalents volume d’emploi en nombre d’équivalents
temps-plein (ETP), de manière à prendre en temps-plein, la variable de durée du travail, H,
compte le développement du temps partiel. Les représente la durée hebdomadaire d’un temps
données de la comptabilité nationale ne permet- complet. On suppose qu’elle est identique pour
tent pas d’isoler la valeur ajoutée des entreprises les qualifiés et les peu qualifiés, et pour les sala-
individuelles de celle des sociétés pour le sec- riés et les travailleurs indépendants. Ici on uti-
teur marchand non agricole. On retient donc lise une série construite à partir de plusieurs
Encadré 1 (suite)
L’impact des variations de la durée travaillée sur la sés moins productifs que les qualifiés. Lorsque leur
productivité du travail dépend du paramètre α, dont on coût relatif diminue, le travail peu qualifié se substitue
peut raisonnablement penser qu’il est compris dans au travail qualifié, ce qui se traduit par une baisse de la
l’intervalle [0, 1]. On peut en effet supposer que la pro- productivité du travail agrégée. Les différentes mesu-
ductivité du travail dépend positivement de sa durée. res mises en œuvre depuis 1992 afin de réduire le coût
Si α = 1 la productivité horaire est indépendante de la du travail peu qualifié ont ainsi pu contribuer au ralen-
durée, et les baisses de cette dernière se répercutent tissement de la productivité du travail (cf. annexe 2).
totalement en baisse de la productivité totale. Si α = 0 La rupture, remarquable au cours des années 1990, de
la durée travaillée n’a pas d’impact sur la productivité la tendance baissière de la part de l’emploi peu qualifié
totale : les variations de la durée sont entièrement dans l’emploi total semble militer en faveur de cet
compensées par celles de la productivité horaire. Dans argument. Une modélisation alternative consisterait à
le cas où α est strictement positif, la réduction de la imbriquer deux fonctions CES afin de rendre le travail
durée du temps plein, en particulier en lien avec la qualifié plus complémentaire que le travail peu qualifié
réduction du temps de travail (RTT), peut être un élé- au capital. Au niveau d’approximation auquel on se
ment d’explication de la baisse des gains de producti- place, cela ne change rien à la forme de l’équation
vité par équivalent temps-plein. d’emploi utilisée.
La productivité du travail dépend positivement du coût Enfin, une partie de la baisse des gains de productivité
relatif du travail peu qualifié par rapport au travail qua- peut provenir d’un infléchissement des gains tendan-
lifié. Les travailleurs peu qualifiés sont, en effet, suppo- ciels – ici exogènes – de productivité du travail.
6 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004enquêtes de la Dares, dont l’enquête trimes- baisse de coût du travail – par exemple l’exoné-
trielle Acemo (2) portant sur les entreprises de ration de cotisations pour l’embauche d’un pre-
plus de 10 salariés, et une enquête annuelle sur mier salarié – au motif, a priori raisonnable, que
les entreprises de moins de 10 salariés. Une troi- leur impact global est sans doute modeste : con-
sième enquête de la Dares permet de tenir trairement aux mesures générales, elles existent
compte de la modification des règles de depuis longtemps et sont moins susceptibles
décompte des heures travaillées – prise en d’expliquer un ralentissement de la productivité
compte des temps de pause par exemple – lors au cours des années 1990. D’autre part, on sup-
du passage aux 35 heures. pose que le taux de recours aux mesures généra-
les – allégements sur les bas salaires et abatte-
ment pour temps partiel – est de 100 %. CetteCette série ne remonte que jusqu’en 1993. Dans
hypothèse est particulièrement délicate s’agis-un premier temps, elle a été rétropolée sur la
sant de l’abattement pour temps partiel dontbase de la seule série Acemo limitée aux entre-
plusieurs études indiquent que le taux deprises de plus de 10 salariés, sans correction de
recours n’a jamais dépassé 50 % (Dares, 2004).champ. Sur cette période, la série est relative-
ment plate, la seule variation de durée étant celle
liée au passage à 39 heures en 1983 et au début
Le coût du capital peut aussi être 1984, sans impact économétrique significatif.
un déterminant de l’emploiPour les résultats qui suivent, on a finalement
retenu la solution la plus simple consistant à
Outre les variables présentes explicitement dansconsidérer la durée du travail fixe avant 1996,
l’équation (1) de l’encadré 1, on teste le pouvoirdate du début du processus de réduction du
explicatif d’autres variables utilisées dans destemps de travail. Plus précisément, comme on
études antérieures sur le ralentissement de latravaille en écart à la durée de 1996, cela con-
productivité du travail (cf. encadré 2). L’intro-siste à retenir une série H nulle avant cette date,
duction de ces variables, non justifiée dans leet égale à l’écart à la durée de 1996 après cette
cadre du modèle théorique retenu, permetdate.
cependant de vérifier sa pertinence. (2) (3) (4)
Un indicateur du coût relatif L’une de ces variables est le coût nominal du
de l’emploi non qualifié capital. Il est calculé selon la formule de
Jorgenson (5). Le coût réel du capital est obtenu
Le coût du Smic constitue un indicateur possi- en utilisant comme déflateur le prix de la valeur
ble du coût de l’emploi peu qualifié, mais cet ajoutée du secteur marchand non agricole. Le
indicateur est imparfait : d’une part, tous les graphique F en annexe 3 montre les évolutions
emplois peu qualifiés ne sont pas rémunérés au du coût réel du capital et du coût relatif du capi-
Smic ; d’autre part, le montant maximum de tal par rapport au travail. Le coût du capital étant
salaire ouvrant droit à des allégements de char- beaucoup plus variable que celui du travail, les
ges a considérablement varié au cours de la évolutions de son coût relatif reflètent principa-
période de montée en puissance des allégements lement ses propres évolutions (Dormont, 1997).
sur les bas salaires. L’incidence de ces allége-
ments est donc plutôt évaluée en repartant d’une Cette variable pose d’importants problèmes de
distribution complète des niveaux de salaire mesure : d’une part, les entreprises n’empruntent
superbrut (3). La distribution de référence est
donnée par les Déclarations Annuelles de Don-
2. Enquête sur l’Activité et les Conditions d’Emploi de la Main-nées Sociales (DADS) de l’année 1996, qui cor-
d’Œuvre. respond à peu près au milieu de la période sur 3. Le salaire superbrut représente le coût du travail pour
l’employeur : il comprend les cotisations sociales employeur etlaquelle les allégements de charges ont pu avoir
employé.un rôle significatif, c’est-à-dire à partir de
4. Au sein du groupe des non-qualifiés, la part des plus bas salai-
1993 (4). C’est à cette distribution que sont res a augmenté au cours de la période d’allégements de charges.
Ainsi, retenir la distribution de l’année 1993 reviendrait à suresti-appliquées les évolutions des salaires et des
mer le coût relatif des non-qualifiés sur toute la période, de même
barèmes de charges pour construire un indica- que retenir l’année 2000 reviendrait à le sous-estimer. On choisit
le milieu de période afin d’obtenir la distribution la plus proche deteur trimestriel de coût relatif de l’emploi non
la distribution moyenne.
qualifié, qui tient compte des cotisations
5.
employeur et employé. p, tdec et r10a représentent, respectivement, le déflateur dei
l’investissement des entreprises, le taux de déclassement annuel
et le taux d’intérêt nominal sur les obligations d’État à 10 ans. CeCet indicateur appelle plusieurs précautions.
coût est supposé le même pour les branches manufacturière et
D’une part, il néglige les mesures spécifiques de non manufacturière.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004 7pas au taux sur les obligations d’État à 10 ans. taines conditions, avoir entraîné une substitu-
En particulier, le coût du crédit peut être bien tion de capital au travail, et donc une augmenta-
supérieur pour les petites entreprises. D’autre tion des gains de productivité apparente du
part, l’évolution du prix des biens d’inves- travail.
tissement peut être mal mesurée, en raison d’un
effet qualité dans les secteurs où le progrès tech-
Tenir compte de la quotité nique est rapide (principalement les nouvelles
des temps partiels ?technologies de l’information et de la commu-
nication).
Le taux de temps partiel est défini par :
Il est resté à un niveau élevé au cours des années txpart = (L – L )/L où L et L représentent1 7 1 1 7
1980, et a connu une baisse régulière à partir du respectivement l’emploi par tête et par équiva-
début des années 1990. Le coût du capital appa- lent temps-plein (ces variables figurent dans
raît comme un déterminant de l’emploi dans le les comptes nationaux trimestriels). Cette
cas d’un équilibre à prix fixes et son signe est mesure diffère de l’indicateur usuel qui rap-
alors positif. Dès lors, loin d’expliquer le ralen- porte le nombre de salariés à temps partiel au
tissement de la productivité, la baisse du coût du nombre total de salariés. Elle est plus précise
capital au cours des années 1990 peut, sous cer- que ce dernier, puisqu’elle tient compte impli-
Encadré 2
L’APPROCHE MACROÉCONOMIQUE DE LA BAISSE DES GAINS DE PRODUCTIVITÉ
DU TRAVAIL
L’équation (1) dans l’encadré 1 a été estimée, sous une retenue ne permet pas de prendre en compte l’impact
forme plus ou moins restrictive, dans le cadre de plu- de la RTT. Enfin, Lerais (2001) choisit de contraindre
sieurs études, sans qu’aucune n’arrive à circonscrire à 1 le coefficient des heures travaillées.
de manière satisfaisante le phénomène de ralentisse-
Introduire une rupture dans la tendance de long termement de la productivité du travail.
de la productivité du travail permet de capter, de
Ainsi Duchêne, Forgeot et Jacquot (1997) montrent manière purement statistique, la baisse des gains de
qu’il est difficile d’expliquer la totalité des créations productivité au cours des années 1990. Celle-ci peut
d’emplois entre 1993 et 1995. On peut supposer que alors s’interpréter comme le résultat d’un ralentisse-
leur période d’estimation (1975-1993), trop courte, ne ment exogène du progrès technique. Lerais (2001) uti-
leur permet pas d’isoler la composante cyclique du lise pour cela une tendance linéaire de la productivité
ralentissement de la productivité au cours de ces deux du travail. Le taux de croissance de la productivité du
années. L’Horty et Rault (2002) sont confrontés aux travail décroît continûment. Une telle équation ne peut
mêmes difficultés, puisqu’ils utilisent des données de donc être utile qu’à court terme, car elle implique un
la base 1980 des comptes trimestriels sur la période taux de croissance de la productivité du travail nul à
1976-1996. Par ailleurs, leur équation estimée long terme. Gonzalez-Demichel, Ménard et Nauze-
jusqu’en 1992 sous-estime l’emploi dans les secteurs Fichet (2000) utilisent une tendance coudée de la pro-
non industriels entre 1993 et 1996. Gonzalez-Demi- ductivité de long terme du travail, son taux de crois-
chel, Ménard et Nauze-Fichet (2000) parviennent à un sance étant inférieur dans les années 1990 par rapport
ajustement statistique satisfaisant, mais leur modéli- aux années 1980. Duchêne, Forgeot et Jacquot (1997)
sation repose principalement sur une rupture exogène recourent à ces deux modélisations. Si elles permet-
de la productivité du travail, de même que Lerais tent un ajustement satisfaisant de l’équation aux don-
(2001). nées sur le passé, ces spécifications ne fournissent
aucun élément explicatif pour le ralentissement de la
La baisse de la durée du travail dans les années 1990 productivité, et ne donnent donc aucune indication sur
est prise en compte dans certains de ces travaux la manière de prolonger la tendance exogène de la
macroéconomiques. Duchêne, Forgeot et Jacquot productivité du travail dans le futur. C’est pourquoi
(1997) estiment une équation d’emploi où le volume de elles posent problème en prévision. (1)
travail est mesuré en nombre de salariés et les heures
travaillées (1) apparaissent comme variable explica- Duchêne, Forgeot et Jacquot (1997) ont tenté d’intro-
tive. Dans le cas où le coefficient des heures est con- duire des variables additionnelles expliquant la baisse
traint à 1 en valeur absolue, la variable modélisée est des gains de productivité du travail : développement
le volume horaire d’emploi. L’estimation de ce coeffi- du temps partiel, évolution de la proportion de tra-
cient dans une seconde étape fournit un coefficient vailleurs qualifiés par rapport aux travailleurs peu qua-
non significatif. L’Horty et Rault (2002) adoptent la lifiés. On reprend ici cette démarche à l’aide des varia-
même démarche et obtiennent une élasticité des bles décrites supra.
effectifs occupés à la durée beaucoup plus forte dans
les secteurs non industriels, et surtout industriels, 1. Dans ce cas, la durée horaire prend également en compte
qu’au niveau agrégé. Dans ces deux études, la période le développement du temps partiel.
8 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004citement de la quotité moyenne des temps par- res. Le modèle retenu permet de partir de
tiels qui évolue dans le temps. Introduire ce l’a priori structurel de l’existence d’une seule
taux de temps partiel comme facteur explicatif relation de cointégration. Dans un premier
de la baisse des gains de productivité du travail temps, l’équation est estimée par la méthode de
dans une équation où l’emploi est déjà modé- Stock et Watson (1993). Cette correction permet
lisé en nombre d’équivalents temps-plein, d’appliquer aux estimateurs des coefficients des
revient à supposer que les travailleurs à temps variables explicatives les tests standard en
partiel ont une productivité horaire inférieure à économétrie : les statistiques de Student asso-
celle des travailleurs à temps plein, ce qui sem- ciées aux coefficients estimés suivent asympto-
ble vraisemblable dans la mesure où le travail tiquement une loi normale centrée réduite
à temps partiel concerne majoritairement des (cf. encadré 3). Dans un deuxième temps, on
personnes peu qualifiées. Cette part peut être effectue des tests de stationnarité des résidus.
considérée comme une variable explicative du
ralentissement de la productivité étant donné Pour des raisons de disponibilité des données,
que son taux de croissance augmente brutale- la période d’estimation commence au dernier
ment à partir de 1992. Toutefois, cette part ne trimestre de 1983, et se termine au quatrième
constitue qu’un maillon intermédiaire dans la trimestre de l’année 2000. Les résultats des
chaîne causale qui relie les politiques économi- estimations du long terme de l’équation pour le
ques à l’emploi. Dès lors, une variable repré- secteur marchand non agricole, manufacturier
sentative des allégements de cotisations dis- et non manufacturier, figurent dans le
pose d’un pouvoir explicatif plus satisfaisant. tableau 1. Comme indiqué précédemment,
étant données les difficultés liées à la ventila-
tion des agrégats macroéconomiques entre les
branches, les estimations sur le champ le plusLes estimations permettent
agrégé – le secteur marchand non agricole –
de retenir plusieurs facteurs semblent les plus fiables et feront l’objet des
commentaires les plus développés. Les résul-explicatifs du ralentissement
tats pour les branches manufacturière et nonde la productivité du travail
manufacturière sont donnés à titre indicatif. De
manière générale, on ne fait apparaître que les
es évolutions de long terme de la producti- spécifications dont les fondements théoriques
vité apparente du travail sont analysées en ont été explicités dans l’encadré 1 (équationL
traitant les problèmes de cointégration car les (1)), et qui se sont avérées empiriquement les
variables de la régression ne sont pas stationnai- plus satisfaisantes. Les résultats relatifs aux
Encadré 3
LA MÉTHODE DE STOCK ET WATSON
Il s’agit d’une méthode permettant d’utiliser les statis- ordre de x et correspond à l’histoire passée et futuret
tiques de Student pour tester la significativité des du processus x . Cette forme compliquée peut êtret
coefficients d’une relation de cointégration. Soit approximée par un polynôme de dimension finie.
()y , x un vecteur de variables non stationnaires,t t
C’est la solution envisagée par Stock et Watson. Lescointégrées satisfaisant un système du type : y , xt t
auteurs suggèrent d’estimer le modèle suivant :
avec e et h deux vecteurs rési-t t
duels corrélés.
Dans ce cas, les variables explicatives de la première
équation sont corrélées avec le terme d’erreur e . Lest
estimateurs des moindres carrés ordinaires de β sont représente une approximation de la pro-
convergents (du fait de la non-stationnarité des varia-
bles), mais les statistiques de Student ne suivent pas jection de e sur l’histoire passée et future de h .t t
˜des lois standard. Afin de corriger la corrélation entre Le terme d’erreur e devient alors, en premièret
les régresseurs et le terme d’erreur, il est possible approximation, non corrélé avec les régresseurs.
d’isoler paramétriquement la projection de e sur h . Dans ce cadre, les statistiques de Student tendentt t
Cette projection peut être écrite sous la forme d’une à suivre les lois standard pour un entier p assez
somme pondérée infinie des variations au premier grand.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004 9autres spécifications pour le secteur marchand L’élasticité estimée de la productivité par équi-
non agricole figurent en annexe 4. valent temps-plein au nombre d’heures hebdo-
madaires travaillées est d’environ 50 % dans le
secteur marchand non agricole. Compte tenu de
L’élasticité de l’emploi au coût du travail la valeur estimée pour σ, cela implique une
et aux heures travaillées valeur d’environ 0,7 pour le coefficient α. Sur la
période où la durée a effectivement baissé, une
Les variables de coût moyen et de coût relatif du baisse de 10 % du temps de travail hebdoma-
travail ressortent de manière significative avec daire se serait ainsi traduite par une baisse
les signes attendus. d’environ 7 % de la productivité du travail par
équivalent temps-plein et donc une hausse de
L’élasticité de l’emploi au coût du travail s’éta- 3 % de la productivité horaire. Cet ordre de
blit à une valeur comprise entre 17 % et 41 % grandeur s’avère cohérent avec ceux qui ont été
selon les branches étudiées. Dans le cas d’une fréquemment retenus dans les exercices d’éva-
modélisation Cobb-Douglas (spécification luation des effets de la RTT. Il signifie que, à
retenue pour de nombreuses équations output et coûts de production unitaires cons-
d’emploi), cette élasticité serait de 100 %. tants, une RTT de 1 point doit se traduire par
Dans le modèle NIGEM (6), l’élasticité est 0,7 point de créations d’emplois, mais il s’agit
estimée sans a priori sur la forme de la fonction là encore d’un raisonnement toutes choses éga-
de production. Pour l’ensemble des pays, à les par ailleurs, qui ne suffit pas à chiffrer les
l’exception de l’Espagne, l’élasticité est infé- conséquences réelles de cette RTT. (6)
rieure à 1 en valeur absolue. Les élasticités
s’établissent, en moyenne, à 50 % pour les pays Pour la branche manufacturière, le coefficient
de l’OCDE. L’élasticité estimée ici est donc associé aux heures n’est pas significatif, et le test
plutôt dans le bas de la fourchette d’estimation de nullité du coefficient α, avec α ∈ [0, 1] (7),
de ce paramètre. est accepté. Ainsi, la réduction du nombre d’heu-
res travaillées aurait été, dans cette branche,
L’élasticité de l’emploi au coût relatif des non- entièrement compensée par les gains de produc-
qualifiés est de - 37 %, - 44 % ou - 29 % selon tivité horaire. Cette situation peut être liée à des
qu’on considère l’ensemble du secteur mar- possibilités plus importantes de réorganisation
chand non agricole ou les branches manufactu- de la production. Elle peut être aussi la consé-
rière et non manufacturière. À partir du coeffi- quence de l’exposition plus importante à la con-
cient estimé pour la variable de coût relatif, on currence de la branche manufacturière, induisant
peut estimer que les allégements de charges sur une pression plus forte sur la compétitivité-coût
les bas salaires auraient pu se traduire, entre des entreprises.
1992 et 2000, par la création ou la préservation
d’environ 330 000 emplois en équivalent
6. Le modèle NIGEM est élaboré par le National Institute for Eco-temps-plein dans le secteur marchand non agri-
nomic and Social Research (NIESR).cole. Il s’agit là, évidemment, d’un effet toutes 7. Cette contrainte implique que, toutes choses égales par
ailleurs, et en particulier à stock de capital et volume d’emploi parchoses égales par ailleurs. Il incorpore aussi les
équivalents temps-plein fixés, l’impact de la RTT sur la producti-effets des allégements de charges réalisés dans
vité du travail par équivalent temps-plein est négatif ou nul, alors
le cadre de la RTT. que son impact sur la productivité horaire est positif.
Tableau 1
Estimations de la relation de long terme de l’équation d’emploi
SMNA Non manufacturier Manufacturier
Modèle
Coefficient Student Coefficient Student Coefficient Student
Constante - 1,9 - 12,9 - 2,2 - 11,1 - 1,2 - 6,0
Valeur ajoutée 1 Contraint 1 Contraint 1 Contraint
Coût réel moyen du travail par ETP - 0,22 - 3,0 - 0,17 - 1,8 - 0,41 - 3,2
Coût relatif du travail peu qualifié - 0,37 - 4,2 - 0,29 - 2,0 - 0,44 - 4,7
Heures travaillées (à partir de 1996) - 0,6 - 4,9 - 0,5 - 3,7
Tendance - 0,005 - 26,5 - 0,004 - 30,7 - 0,006 - 6,2
Rupture de tendance en 1992Q3 0,001 3,2 0,003 6,1
Tendance annuelle de productivité avant 1992Q3 2,5 % 2,0 % 4,0 %
Toductivité après 1992Q3 2,1 % 0,7 % 4,0 %
10 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004dans un cas peu réaliste, celui des équilibres àUne rupture de la productivité tendancielle
prix fixes (cf. encadré 1). Par ailleurs, Dormont
(1997) montre que la forte variabilité du coût duQuoiqu’il en soit, même si baisse de la durée du
capital par rapport à celle du coût du travail con-travail et du coût relatif du travail non qualifié
duit de facto à ne tenir compte que des varia-ont pu se conjuguer pour expliquer la baisse des
tions du coût du capital lorsqu’on introduit legains de productivité, il subsiste bien un phéno-
prix relatif du capital par rapport au travailmène de rupture de la productivité tendancielle.
(cf. graphique F en annexe 3). Elle montre aussiContrairement à certains auteurs, par exemple
que les difficultés liées à la mesure du coût duLerais (2001), qui modélisent cette inflexion à
capital (cf. supra) rendent cette dernière varia-l’aide d’une tendance linéaire de la productivité
ble peu fiable et contribuent sans doute, au pro-du travail, on a retenu une tendance linéaire cou-
blème d’estimation de l’élasticité du prix relatifdée pour le logarithme de cette productivité,
du capital par rapport au travail. En effet, le coûtcompatible avec un taux de croissance de la pro-
du capital apparaît non significatif dans la plu-ductivité du travail non nul à long terme
part des études visant à estimer une équation(cf. encadré 1). Avec cette spécification, la pro-
semblable à l’équation (1). On obtient ici unductivité de long terme du travail passe d’un
coefficient significatif mais négatif, résultattaux de croissance annuel de 2,5 % dans les
contraire à l’intuition économique. années 1980 à 2,1 % à partir de 1992.
Les différentes études par branche (par exem-
Les équations d’emploi incluant ple, Lerais (2001)) montrent que le ralentisse-
la dynamique de court termement de la productivité s’observe principale-
ment dans les services. Ce résultat est confirmé
L’équation d’emploi, découlant du comporte-par les estimations. Ainsi, le taux de croissance
ment maximisateur des firmes, décrit une rela-de la productivité de long terme du travail est
tion de long terme entre les variables macroéco-deux fois plus élevé dans la branche manufactu-
nomiques qui la composent. Lors de la mise enrière que dans la branche non manufacturière et
œuvre des estimations, on introduit cette rela-ne présente pas de rupture à la baisse dans les
tion dans des modèles à correction d’erreur quiannées 1990. Dès lors, la rupture de tendance
rendent également compte de la dynamique deapparaît plus marquée dans la branche non
court terme.manufacturière que dans l’ensemble du secteur
SMNA, puisque le taux de croissance annuel y
Les équations sont estimées en deux étapespasse de 2,0 % à 0,7 %.
(cf. tableau 2). Les ajustements et les contribu-
tions dynamiques pour l’ensemble du SMNA
Les modélisations alternatives sont donnés dans les graphiques I et II, les gra-
phiques correspondants pour le seul secteur non
D’autres spécifications économétriques ont été manufacturier étant donnés en annexe 5. Dans
testées, fournissant des modélisations alternati- le champ manufacturier, la forme traditionnelle
ves du ralentissement de la productivité du tra- de l’équation n’amène pas de commentaires
vail dans les années 1990. Mais soit les résultats particuliers.
ne sont pas concluants empiriquement, soit les
spécifications sont peu pertinentes théorique- L’équation reproduit de manière satisfaisante
ment. les données observées, à la fois sur la période
d’estimation (1983Q4-2000Q4) et au-delà
Ainsi ne pas introduire de rupture de tendance (2001 et 2002). En particulier, on n’observe pas
dans le SMNA ou dans la branche non manufac- de sous-estimation systématique de l’emploi à
turière conduit à une nette dégradation des esti- partir du milieu des années 1990, et l’observé et
mations. L’utilisation du taux de temps partiel le simulé sont égaux au premier trimestre 2001.
au lieu du coût relatif des travailleurs peu quali- Ceci est également vrai dans la branche non
fiés fournit une relation peu satisfaisante (non- manufacturière.
stationnarité des résidus ou non-significativité
du coût du travail ; par ailleurs, la contribution La relation de long terme apparaît significative,
estimée du temps partiel à la croissance de et avec un coefficient négatif. Le signe des
l’emploi est peu réaliste). variables à court terme est compatible avec les
valeurs estimées pour la relation de long terme
L’introduction du coût relatif du capital par rap- et le modèle théorique sous-jacent. L’inertie des
port au travail se justifie sur le plan théorique évolutions de l’emploi est importante, puisque
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004 11Tableau 2
Résultats des estimations de la dynamique de court terme
SMNA Non manufacturier Manufacturier
Modèle
Coefficient Student Coefficient Student Coefficient Student
Constante 0,0 - 1,4 0,0 - 0,5 0,0 0,3
Relation de long terme - 0,1 - 2,1 - 0,1 - 2,5 - 0,1 - 2,7
1,1 10,2 1,0 9,3 1,2 5,5∆l-1
- 0,3 - 3,5 - 0,2 - 1,9 - 0,6 - 2,5∆l-2
0,2 5,1 0,2 5,0 0,1 4,0∆y
- 0,1 - 1,7 - 0,1 - 2,1 - 0,1 - 2,0∆y-2
- 0,1 - 2,3 - 0,1 - 2,5 - 0,1 - 2,5∆w
2R ajusté 0,94 0,93 0,94
Graphique I
Comparaison des valeurs observées et estimées, SMNA
A – Niveaux B – Taux de croissance
16 500 1,5
16 000 1,0
15 500 0,5
15 000 0,0
14 500 - 0,5
14 000 - 1,0
Observé Simulé Observé Simulé
Graphique II
Contributions dynamiques aux évolutions observées de l’emploi, SMNA
En %
1,5
1,0
0,5
0,0
- 0,5
- 1,0
1985 Q1 1987 Q1 1989 Q1 1991 Q1 1993 Q1 1995 Q1 1997 Q1 1999 Q1 2001 Q1
Heures Résidu Emploi Valeur ajoutée
Coût réel du travail Coût relatif Tendance
Lecture : la courbe en trait gras représente le taux de croissance trimestriel de l’emploi par équivalent temps-plein (ETP) dans le SMNA. Les
autres courbes correspondent à la part de cette évolution expliquée par chacun de ses déterminants selon l’équation retenue (cf. tableaux 1
et 2). L’histogramme en trait plein donne la part de ce que le modèle ne peut pas expliquer. Un résidu positif indique que l’emploi a augmenté
plus vite que ses déterminants habituels le laissent escompter, ou, de façon équivalente, que la productivité du travail a crû moins vite.
Ainsi, pour le premier trimestre 1998, le taux de croissance de l’emploi est de 0,6 point ; la valeur ajoutée contribue pour 0,8 point à cette
croissance, toutes les autres variables ayant une contribution faible excepté la tendance de long terme, qui contribue négativement pour
0,4 point à la croissance de l’emploi. Bien évidemment, les effets estimés sur ce graphique ne sont que des effets d’équilibre partiel :
ceci vaut notamment pour les effets des variables de coût et de durée du travail.
12 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 376-377, 2004
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