Productivité du travail : la fin du processus de convergence ?

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Entre 1950 et 1973, un processus de convergence des niveaux de productivité du travail était observable entre les États-Unis, considérés comme le leader technologique du monde, et les pays d’Europe de l’Ouest et le Japon. Mais ce processus s’est progressivement atténué pour disparaître complètement depuis 1995. Cette étude vise à expliquer les raisons de l’interruption de ce processus de convergence. À cette fin, elle utilise les tests économétriques développés par Bai et Perron pour déterminer les dates de rupture des tendances. Aux États-Unis, la croissance de la productivité du travail accélère à partir de 1992, tandis qu’elle ralentit dans la plupart des pays européens. Le progrès technologique, lié au développement des technologies de l’information et de la communication (TIC), explique une partie du regain de la productivité du travail aux États-Unis, mais en revanche, il ne cadre pas avec le ralentissement de la croissance de la productivité du travail en Europe. En effet, même si son taux d’investissement en TIC est en retrait par rapport à celui des États-Unis, il s’est accru considérablement. Une explication essentielle tient à l’intensité du contenu en emplois de la croissance. Alors qu’il diminue nettement aux États-Unis, il s’accroît sensiblement en Europe où il permet de réduire le chômage de masse. Les données les plus récentes, pour l’année 2008, confirment le diagnostic de non-convergence des tendances de productivité du travail.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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ÉCONOMIE
Productivité du travail :
la fn du processus de convergence ?
Clément Bosquet* et Michel Fouquin**
Entre 1950 et 1973, un processus de convergence des niveaux de productivité du tra-
vail était observable entre les États-Unis, considérés comme le leader technologique du
monde, et les pays d’Europe de l’Ouest et le Japon. Mais ce processus s’est progressi-
vement atténué pour disparaître complètement depuis 1995. Cette étude vise à expliquer
les raisons de l’interruption de ce processus de convergence. À cette fn, elle utilise les
tests économétriques développés par Bai et Perron pour déterminer les dates de rupture
des tendances. Aux États-Unis, la croissance de la productivité du travail accélère à par-
tir de 1992, tandis qu’elle ralentit dans la plupart des pays européens. Le progrès techno-
logique, lié au développement des technologies de l’information et de la communication
(TIC), explique une partie du regain de la productivité du travail aux États-Unis, mais en
revanche, il ne cadre pas avec le ralentissement de la croissance de la productivité du tra-
vail en Europe. En effet, même si son taux d’investissement en TIC est en retrait par rap-
port à celui des États-Unis, il s’est accru considérablement. Une explication essentielle
tient à l’intensité du contenu en emplois de la croissance. Alors qu’il diminue nettement
aux États-Unis, il s’accroît sensiblement en Europe où il permet de réduire le chômage
de masse. Les données les plus récentes, pour l’année 2008, confrment le diagnostic de
non-convergence des tendances de productivité du travail.
* Greqam Université Aix Marseille
** Directeur adjoint du Cepii ; michel.fouquin@cepii.fr
Nous remercions Gilbert Cette, Agnès Benassy-Quéré et deux rapporteurs anonymes pour leurs remarques ainsi que
les participants à l’atelier productivité du 10 Décembre 2008.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008 125ntre 1950 et 1973, un processus de conver- plus récente de 1995 à 2003 (cf. graphique II). E gence en niveau de la productivité du tra- Le processus de rattrapage n’existe plus ; il est
vail entre les États-Unis, considérés comme les vrai aussi que les écarts de niveau du PIB par
leaders technologiques du monde, et les pays employé sont beaucoup plus faibles au cours de
d’Europe de l’Ouest, du Japon et de la Corée la dernière période qu’au cours de la première
était observable. Depuis le milieu des années (du simple au double en 1995, contre du simple
11990, la productivité apparente du travail des au quintuple en 1950).
pays développés a évolué de façon très contras-
tée. Des retournements de tendance sont apparus
tant aux États-Unis que dans une grande partie
Les ruptures de tendancedes autres pays développés.  Il y a eu une accé-
lération des gains de productivité du travail et de
la productivité globale des facteurs aux États- ’observation précédente conduit à recher-
Unis et dans quelques autres pays comme la L cher l’existence et la date d’éventuelles
Suède, alors que ces deux indicateurs ont ralenti ruptures de tendance de la croissance de la pro-
dans de nombreux pays d’Europe de l’Ouest, en ductivité. Les changements observés sont-ils
Corée du Sud et au Japon. Deux explications ont durables ou correspondent-ils à de simples fuc -
prévalu jusqu’au début des années 2000 pour tuations conjoncturelles ? À cette fn, on recourt
rendre compte de ces transformations : d’une à une série de tests statistiques (cf. encadré 2).
part, l’émergence de la « nouvelle économie »
aux États-Unis et le retard pris dans ce domaine Plusieurs études ont été réalisées sur ce sujet.
par d’autres pays et d’autre part, les réformes L’une des plus complètes et des plus récentes a
économiques en Europe, notamment celles été menée par Maury et Pluyaud (2007) dont on
concernant le marché du travail pour favoriser le rappelle ici les principaux résultats. Sur le très
retour à l’emploi. Dans quelle mesure ces diver- long terme, les ruptures dans les séries de crois-
gences apparues depuis 1995 s’expliquent-elles sance de productivité du travail par employé,
ainsi, et sont-elles durables ? apparaissent peu nombreuses. Dans le cas de
l’économie américaine - qui est la mieux connue
Pour essayer de répondre à cette interrogation, statistiquement et dont l’histoire politique est la
plusieurs bases de données sont mises à contri- moins troublée - deux ruptures de la produc-
bution : celle de Heston et al. (2006) est utilisée tivité par employé interviennent entre 1890 et
pour les séries longues commençant en 1950, 2002 (sur données annuelles). La première cor-
celles de l’OCDE pour les séries trimestrielles respond à une accélération après 1922 (ou 1933
les plus récentes, de même que pour les taux selon le test utilisé) de 1,3 % à 2,5 %, la seconde
d’emploi, et la durée du travail. Enfn c’est la est un ralentissement intervenant après 1967 (ou
base élaborée par le consortium EU KLEMS (cf. 1973) de 2,5 à 1,3 %. En utilisant des données
encadré 1) qui a principalement servi aux ana- trimestrielles, ces auteurs trouvent une troisième
lyses de contribution des facteurs de production rupture, à la hausse cette fois, correspondant à
et pour les données sectorielles. une accélération après 1995 de la croissance de
2la productivité horaire de 1,4 % à 2,2 %.
Pendant la période 1950-1970, la croissance de
la production par employé (1) dans 21 pays de En France, entre 1890 et 2002, une première
l’OCDE apparaît d’autant plus élevée que le rupture survient à la hausse pour la croissance
niveau de départ était faible (cf. graphique I). de la productivité par employé après 1945 (2),
Plus le point de départ est faible, plus la crois- de 0,6 % à 5,4 % par an, accélération qui se
sance du PIB par employé est forte, ce qui cor- maintient jusqu’en 1970. En données trimes-
respond bien à l’idée de convergence. Le taux de trielles, une deuxième rupture apparaît au troi-
croissance est compris entre 2 % pour les États- sième trimestre 1973, à la baisse, la croissance
Unis, le pays le plus avancé du groupe, et 8 % ralentissant de 5 % à 2,1 % par an. Une troi-
pour le Japon qui est le pays le moins avancé sième rupture de nouveau à la baisse se produit
en 1950. Cette corrélation n’est cependant pas après le troisième trimestre 1995, les gains de
vérifée en dehors de l’Europe, sauf pour les
pays d’Asie de l’Est, où elle n’apparaît toutefois
clairement qu’à partir des années 1970.
1. La durée du travail par employé, pour laquelle on ne dispose
que de données très parcellaires sur cette période ancienne, ten-
dant à se réduire, la productivité horaire devait en moyenne être Cependant cette corrélation s’affaiblit pro-
proche de 4 % par an.gressivement au fl du temps, et elle disparaît
2. Les auteurs utilisent une interpolation simple pour évaluer les
même complètement au cours de la période la données couvrant les années de guerre.
126 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008productivité du travail se limitant à 1,1 % par an à prix constant au total des emplois - qui sont les
(Maury et Pluyaud, 2007). plus longues et couvrent la période 1960-2007
(cf. tableau 1-A). Une deuxième série de tests
est faite sur les mêmes données mais sur la
La rupture du premier choc pétrolier, période 1975-2007 (cf. tableau 1-B).
1973-1974
10 pays sur 18 connaissent une rupture au
Des tests sont effectués tout d’abord pour moment du premier choc pétrolier entre 1972 et
18 pays de l’OCDE sur les séries de producti- 1974, rupture qui correspond en moyenne à une
vité par employé - soit le rapport du PIB mesuré très forte réduction, proche de 60 % de la crois-
Graphique I Graphique II
Croissance annuelle moyenne entre 1950 et Croissance annuelle moyenne entre 1995 et
1970 et niveau du PIB par employé en 1950, 2003 et niveau du PIB par employé en 1995,
dans les pays développés dans les pays développés
En % En %
7 7
6 6
5 5
4 4
y = - 0,000001x + 2,1792
33 2R = 0,00006
22
y = - 0,0002x + 7,3248
2R = 0,7706 11
00
5 00010 000 15 000 20 000 25 00030 000
- 1
30 000 40 000 50 000 60 00070 000PIB par employé en 1950 (dollars ppa de 2000)
Lecture : pendant la période 1950-1970, la croissance de la pro- PIB par employé en 1995 (dollars ppa de 2000)
duction par employé dans 19 pays de l’OCDE apparaît d’autant Champ : pays de l’OCDE déclarants.
plus élevée que le niveau de départ est faible. Source : Heston et al., 2006.
Champ : pays de l’OCDE déclarants.
Source : Heston et al., 2006.
Encadré 1
EU KLEMS
Les premiers travaux quantitatifs de calcul de la pro- comme l’Allemagne, jusqu’à ceux qui développaient
ductivité globale des facteurs qui mettaient en lumière leurs propres méthodes comme la France (Insee).
le rôle de ce qu’il est convenu d’appeler la « nouvelle
C’est pourquoi la Commission a décidé de fnancer un économie » dans le renouveau de la croissance amé-
consortium européen d’instituts de recherches pour ricaine adoptent de nouvelles conventions comp-
mettre au point des procédures communes d’évaluation tables pour mieux prendre en compte les progrès
et pour produire un ensemble de comptes nationaux d’effcience des technologies de l’information et de la
sectoriels détaillés pour la période 1970-2005 (dans communication (il s’agit essentiellement du recours à
la version actuellement disponible) et pour l’ensemble des prix hédoniques pour les TIC). Ces travaux s’ap-
des pays membres, plus les États-Unis et le Japon aux-puyaient sur un cadre analytique dérivé des travaux
quels s’ajoutent aujourd’hui l’Australie et le Canada. Le de Jorgenson, capable notamment de mieux pren-
détail sectoriel est de 71 industries, les séries couvrent dre en compte la contribution des produits nouveaux
notamment la valeur ajoutée, les consommations inter-à fort progrès technique, soit directement à travers
médiaires et la valeur de la production, l’emploi et les l’évaluation de leur production, soit indirectement par
heures de travail selon les qualifcations, l’investisse -la mesure des input en différentes formes d’actifs en
ment en capital ainsi que les stocks de capital.capital et en travail.
Pour plus de détails on pourra se reporter au site : Quand on a cherché à comprendre pourquoi l’Europe
www.EUKLEMS.net ;ne semblait pas tirer autant proft de ces mêmes inno -
vations, on s’est aperçu que les statistiques européen- OCDE : Annual Labor Force Survey, Comptes
nes étaient souvent insuffsantes et aussi et peut-être Nationaux annuels et trimestriels ;
surtout que les conventions adoptées par les comp-
tables nationaux différaient du tout au tout d’un pays Eurostat : Données trimestrielles sur l’emploi et la pro-
à l’autre, depuis ceux qui n’en tenaient aucun compte duction.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008 127Encadré 2
MéthodologIe des tests de ruPture de tendanCe
Afn de déterminer les dates de ruptures dans l’évolution l’estimation des paramètres mais qui peut affecter la
tendancielle de la productivité du travail, nous avons validité des tests de rupture. Nous traitons ce pro-
pratiqué des tests de rupture de tendance à la Bai et blème par une approche paramétrique (plus lisible,
Perron (1998a, 1998b). L’avantage de cette méthode elle détecte moins souvent des ruptures que l’appro-
réside dans l’endogénéisation de la détermination de la che paramétrique présentée par Le Bihan, 2004) en
date de rupture dans la procédure, qui dispense l’éco- estimant des régressions augmentées de termes auto-
nomètre d’une connaissance a priori arbitraire. régressifs :
L’ensemble des spécifcations possibles de ces tests
et certaines procédures concurrentes sont présentées
de manière très claire par Le Bihan (2004). Nous en
rappelons ici les principes généraux et explicitons les et
choix que nous avons faits.
Deux approches concurrentes sont possibles pour
modéliser l’évolution d’une série temporaire. La
première consiste à estimer le modèle TS (Trend
où e et u deviennent des bruits blancs.t tStationnaire) selon lequel le logarithme de la variable
suit une tendance linéaire, la seconde DS (Différence Avec cette approche, la transition vers la nouvelle ten-
Stationnaire) s’appuie sur l’hypothèse de stationnarité dance, en cas de rupture, est graduelle (elle prend une
en différence de la série. période), on dit que le modèle est de type innovational
outlier.La spécifcation TS s’écrit : y = y + b* + υ
t 0 t t
Pour tester et identifer les ruptures sur le rythme où y est le logarithme de la variable étudiée, t est le
t de croissance tendancielle, une première stratégie
temps, b s’interprète comme le taux de croissance
consiste à sélectionner une spécifcation (TS ou DS) à
tendanciel de y et υ est un résidu de moyenne nulle, t t l’aide de tests préliminaires sur la forme de la station-vraisemblablement auto-corrélé et supposé station-
narité. L’utilisation de ces tests de racine unité soulève naire.
cependant certaines diffcultés dans la mesure où ils
sont de faible puissance en échantillon fni et où on ne Comme la stationnarité autour d’une tendance est
peut pas tester simultanément la présence de rupture souvent rejetée par l’économétrie des variables non-
et la stationnarité du modèle.stationnaires pour des séries comme le PIB par exem-
ple, on utilise l’hypothèse alternative de stationnarité
Nous avons donc retenu l’approche pragmatique en différence (spécifcation DS), ce qui conduit à écrire
consistant à tester la présence de rupture dans les deux un modèle de marche aléatoire avec dérive :
spécifcations et à confronter les résultats en guise de
test de robustesse. Cependant, dans la mesure où les Δy = b + e
t t
tests en spécifcation TS nous conduisaient deux fois
plus souvent que les tests en spécifcation DS à rete -où y et t sont défnis comme précédemment, b est la t
nir une rupture de tendance pour chacune des séries composante déterministe du taux de croissance (donc
temporelles, nous avons préféré ne conserver que équivalent à b) et e est le terme d’erreur, supposé sta-
t
les ruptures validées par la spécifcation DS, qui sont tionnaire et probablement auto-corrélé.
pour la plupart également validées par la spécifcation
On s’intéresse ici à la présence de rupture de la crois- TS. Les résultats présentés dans cet article sont donc
sance tendancielle donc des paramètres b ou b (on ne majoritairement robustes à la modélisation choisie.
s’intéresse pas aux ruptures sur le niveau de la varia-
Tester la pertinence d’une rupture revient à tester ble étudiée dues à des chocs institutionnels majeurs
la stabilité des paramètres des modèles TS et DS. comme la réunifcation allemande, ou une guerre, les
données sont raccordées en variation ; c’est-à-dire Lorsque l’hypothèse alternative du test est celle d’une
que pour l’Allemagne par exemple on rétropole les seule rupture à une date connue et donnée T , le test 1
traditionnel de Chow (1960) peut s’appliquer.données d’avant la réunifcation à partir des séries dis -
ponibles pour les deux Allemagnes). En autorisant une
La forme de Wald de ce test s’écrit : rupture sur ces paramètres à la date T , les modèles
1
TS et DS généralisés vont s’écrire :
y = y + b t + (b – b )(t – T )I(t > T ) + υ
t 0 1 2 1 1 1 t
et
où SSR et SSRA sont les sommes des carrés des
1,T T1
résidus respectivement pour le modèle sans rupture Δy = b + (b – b )I(t > T ) + et 1 2 1 1 t
et pour le modèle avec rupture à la date T . q est le 1
Il y a dans ces modèles un risque important d’auto- nombre de paramètres sujets à rupture et p le nombre
corrélation des résidus qui ne viendra pas biaiser de paramètres supposés stables. 
128 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008sance de leur productivité. Quatre pays, dont ture dans les années 1990, dont six autour de
l’Allemagne, enregistrent une rupture similaire 1995. En France et dans l’Union européenne,
par son ampleur mais plus tardive entre 1977 et elle intervient en 1990 : la croissance de la pro-
1979. En moyenne pour l’Europe à 15, la rup- ductivité du travail en France baisse de moitié,
ture date bien de 1974 et la croissance de la pro- passant de 2,4 % sur la période 1975-1990 à
ductivité du travail chute de 4,3 % à 1,6 %. 1,2 % sur 1990-2007, tandis que l’UE recule de
32 % à 1,2 %.
Dans quatre pays, aucune rupture ne se produit
dans les années 1970. Ce sont, tout d’abord, La rupture liée au premier choc pétrolier est
trois pays que l’on pouvait classer à l’époque principalement d’origine macro-économique,
comme émergents : la Corée du Sud, l’Espagne la nécessité de payer la facture pétrolière, indé-
et, dans une certaine mesure, l’Italie (3). En pendante à première vue d’un choc technolo-
revanche, ces trois pays enregistrent une rupture gique négatif tel que cela a parfois été avancé.
à la baisse autour de 1995. Le quatrième pays à 1973 marque la fn d’une période de croissance
ne pas connaître de rupture est l’Australie, dont exceptionnelle dans l’histoire qui bute sur des
la productivité du travail progresse toujours limites physiques : d’une part, l’insuffsance des
faiblement. ressources naturelles notamment pétrolières, et
d’autre part, la pénurie de main-d’œuvre qui se
Enfn les États-Unis sont un cas à part, c’est traduit par une infation salariale. Des années de
le seul pays à connaître deux ruptures, l’une à stabilité des prix du pétrole et des autres matiè-
la baisse après 1974, l’autre à la hausse après res premières avaient entraîné un accroissement
1992, date à partir de laquelle ce pays retrouve de la dépendance énergétique des économies
sa croissance d’avant le premier choc pétrolier. développées et une insuffsance des investis -
sements d’exploration de nouvelles ressour-
Pour faire apparaître une seconde rupture il faut ces. Enfn beaucoup croient aussi en une sorte
scinder les séries après 1973, car la statistique d’épuisement du progrès technique.
de test est une fonction négative du nombre de
ruptures qu’on a déjà validées pour en tester une Le premier choc pétrolier s’est produit dans une
nouvelle. Si ce n’était pas le cas, le test nous situation de quasi-indexation des salaires sur
donnerait une rupture pour chaque année en les prix, ce qui a amorcé une spirale infation -
collant ainsi parfaitement avec la série des taux niste et en fn de compte la baisse des profts
de croissance. C’est pourquoi le même test est des entreprises, un déclin des investissements et
reproduit seulement sur la période 1975-2007
(cf. tableau 1-B).
3. D’une manière générale, il semble que les pays dits émergents
maintiennent des rythmes de croissance de leur productivité éle-Six pays, en plus des quatre précédents, (soit un
vés, ainsi qu’en témoignent les dix nouveaux pays membres de
total de dix sur dix-huit) connaissent une rup- l’Union européenne qui ne sont pas présentés ici.
Encadré 2 (suite)
Si la date T est inconnue, l’idée naturelle développée La sélection par balayage de la statistique de test
1
par Bai et Perron est de calculer la statistique F pour constitue en effet une sorte de « pré-test » qu’il ne faut
chaque date T possible et de choisir ensuite celle qui pas ignorer.1
fournit la plus grande valeur de la statistique de test,
équivalente à celle qui minimise la somme des carrés Bai et Perron (1998a, 1998b) ont généralisé cette pro-
des résidus. cédure au cas de ruptures multiples en déterminant
de manière séquentielle le nombre de ruptures (si on
La statistique ainsi défnie est la suivante : accepte l’hypothèse d’une première e, on en
teste une deuxième aux dates possibles en conser-
vant la première), alors que Bai (1999) en propose une
estimation simultanée. Ces auteurs fournissent les dis-
tributions des statistiques de test non-usuelles. Nous
avons choisi d’adopter la première démarche dans la Cette statistique fournit la date de rupture la plus
mesure où Bai (1997) a établi que l’estimation séquen-plausible mais elle ne défnit pas alors forcément une
tielle des ruptures permet une estimation convergente rupture. Comme la statistique SupF est par construc-
de leurs dates et où la distribution de Bai (1999) n’est tion supérieure ou égale à la statistique de la forme de
Wald du test de Chow, on ne compare pas sa valeur établie que pour des résidus identiques et indépen-
à la distribution usuelle d’une loi de khi-2 mais à une damment distribués. Pour plus de détails voir Le Bihan non-standard tabulée par Andrews (1993). (2004).
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008 129enfn une montée du chômage de masse. Cette La rupture de 1995, une rupture
faiblesse des investissements s’est traduite par technologique ?
une période de faible croissance et de faibles
gains de productivité. Le secteur de l’industrie, La base de données EU KLEMS qui couvre la
leader en matière de progrès technique, en a été période 1970-2005 et fournit des données sur les
la principale victime (Cepii, 1984). heures de travail, ainsi qu’un détail sectoriel fn,
Tableau 1
t endances et ruptures de la productivité du travail par employé
a – t ests sur la période 1960-2007
En %
Pays Productivité Date de rupture Productivité
Autriche 5,5 1972 1,6
Japon 8,2 1973 1,9
UE à 15 4,3 1974 1,6
France 4,9 1974 1,7
Belgique 4,4 1974 1,7
Portugal 5,3 1974 1,8
Suède 3,3 1974 1,7
Grèce 7,8 1974 1,6
Rupture unique
Royaume-Uni 2,5 1974 2,0
à la baisse
Finlande 4,4 1974 2,4
Pays-Bas 3,9 1977 0,5
Danemark 3,0 1977 1,6
Allemagne 3,8 1978 0,9
Irlande 4,0 1979 3,0
Espagne 4,0 1995 - 0,3
Corée 4,8 1996 3,3
Italie 3,6 1996 0,3
Pas de rupture Australie 1,6 1,6
1,8 1974 1,3
Double rupture États-Unis
1,3 1992 1,8
B – t ests sur la période 1975-2007
En %
Pays Productivité Date de rupture Productivité
États-Unis 1,3 1992 1,8
Rupture unique
Suède 1,3 1992 2,3
à la hausse
Grèce 0,8 1996 2,6
UE à 15 2,0 1990 1,2
France 2,4 1990 1,2
Japon 2,8 1991 1,2
Espagne 2,5 1995 - 0,3Rupture unique
à la baisse Belgique 2,1 1996 1,0
Portugal 2,6 1996 0,8
Corée 5,1 1996 3,2
Italie 2,5 1996 0,3
Australie 1,4 1,4
Autriche 1,4 1,4
Royaume-Uni 2,0 2,0
Finlande 2,4 2,4
Pas de rupture
Pays-Bas 0,7 0,7
Danemark 1,7 1,7
Allemagne 1,2 1,2
Irlande 3,0 3,0
Lecture : dans le cas des États-Unis, la croissance annuelle moyenne de la productivité du travail par employé est de 1,8 % de 1960 à
1974, de 1,3 % de 1974 à 1992 et de 1,8 % de 1992 à 2007 (tests sur la période 1960-2007).
Champ : pays de l’OCDE déclarants.
Sources : PIB à prix constants : Chelem-Cepii (2008) ; Emplois : OCDE (2008).
130 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008permet de préciser le diagnostic. Du fait de la les causes sont davantage liées à des évolutions
courte durée de la période précédent le premier internes – politiques ou sociales – propres à
choc pétrolier (1970-1973), les tests de rupture chaque pays plutôt qu’à des causes externes. En
ont été faits sur la période 1975-2005. Les résul- particulier, l’argument en faveur d’une rupture
tats font apparaître une rupture de la producti- technologique, liée au développement spectacu-
vité horaire du travail pour 16 pays sur 19 (cf. laire des technologies de l’information et de la
tableau 2) dans les années 1990, pour 7 d’entre communication (TIC), peut expliquer en partie
eux autour de 1996. Cette fois trois pays amé- le renouveau des États-Unis, mais n’explique
liorent leurs performances : l’amélioration est pas le déclin des autres pays. En effet, même si
spectaculaire pour les États-Unis dont la crois- ceux-ci sont en retard, même s’ils investissent
sance de la productivité horaire du travail passe moins, tous présentent une progression de leurs
de 1,2 % à 2,6 % Pour la Suède et la Grèce, dépenses en TIC, qui a donc un effet positif sur
la croissance est suffsamment signifcative leur croissance.
pour correspondre, selon nos tests, à une rup-
ture. Trois autres pays, l’Irlande, le Royaume-
Les évolutions récentes remettent-elles Uni et l’Australie, tout en n’enregistrant pas
en cause les analyses précédentes ?de rupture, améliorent légèrement leurs gains
de productivité. À l’opposé, les pays d’Europe
continentale - hormis les pays en transition qui Pour tester les évolutions les plus récentes on
ne font pas partie de l’échantillon, faute de don- a choisi d’utiliser les données trimestrielles de
l’OCDE qui sont mises à jour plus fréquemment nées suffsantes - ainsi que le Japon, subissent
que les données annuelles. Elles nous permettent de nouvelles réductions très importantes. En
moyenne, pour l’Union européenne, la produc- d’intégrer les données jusqu’au premier trimes-
tivité horaire se réduit encore d’un point à partir tre 2009 et donc de prendre en compte les effets
de 1996, passant 2,4 % à 1,4 %. de la récession de 2008-2009 sur l’évolution de
la productivité par employé. L’impact de la crise
Contrairement à la période du premier choc est presque entièrement négatif (cf. tableau 3)
pétrolier, la diversité des dates de rupture et des car, comme on le sait, l’emploi réagit plus tardi-
évolutions qu’elles font apparaître, suggère que vement aux évolutions du cycle des affaires que
Tableau 2
ruptures dans les tendances de la productivité horaire du travail sur la période 1975-2005
En %
Taux de croissance annuels moyens
Pays Date de rupture Écart
avant après
États-Unis 1996 1,2 2,6 1,4
Rupture
Grèce 1996 1,0 2,7 1,7
à la hausse
Suède 1992 1,3 2,6 1,3
UE à 15 1996 2,4 1,4 - 1
Allemagne 1996 2,6 1,6 - 1
France 1990 3,0 1,8 - 1,2
Belgique 1986 3,2 1,6 - 1,6
Luxembourg 1992 3,8 1,1 - 2,7
Italie 1996 2,1 0,5 - 1,6
Espagne 1986 2,6 1,2 - 1,4Rupture
à la baisse Portugal 1993 4,8 1,5 - 3,3
Autriche 1996 2,4 1,6 - 0,8
Danemark 1996 2,3 0,9 - 1,4
Finlande 1995 3,1 2,2 - 0,9
Pays-Bas 1986 2,4 1,4 - 1
Japon 1992 4,4 2,4 - 2
Corée 1992 6,4 4,1 - 2,3
Australie 1,7
Pas de rupture Irlande 3,4
Royaume-Uni 2,1
Lecture : la croissance de la productivité horaire est de 1,2 % par an avant 1996 aux États-Unis et de 2,6 % de 1996 à 2005.
Champ : pays de l’OCDE déclarants.
Source : EU KLEMS, 2008.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008 131la production. En général la baisse intervient qui en sont la cause. Dans une deuxième phase,
brutalement après le milieu des années 2000 et celle de la crise 2008-2009, la chute des emplois
est nettement supérieure à 1 point. De ce point aux États-Unis a été extrêmement rapide et forte
de vue les États-Unis, où la baisse de la produc- dès le début de 2008 et s’est poursuivie jusqu’au
tivité n’est que de 0,7 point, enregistrent un gain
de productivité du travail de 1,4 % entre 2000T1
Graphique IIIet 2009T1, ce qui est la meilleure performance
Cycles de l’emploi depuis 1970 aux états-
des grands pays développés. Cette évolution est unis sur données trimestrielles (point bas du
confrmée et même accentuée si l’on s’appuie cycle = 1)
sur les données de productivité horaire (source :
1,20
1975 T2Bureau of Labor Statistics). Cette performance
1,15s’explique par une première phase entre 2001
1992 T1et 2007 parfois dite de « reprise sans création
1,10
d’emplois » (« jobless recovery », cf. graphi- 2003 T2
1,05que III), du moins par rapport à ce qui était
observé après les récessions précédentes. Ce
1,00
phénomène a provoqué une controverse entre
économistes. Selon Baily et Laurence (2004) ou 0,95
- 8- 7- 6- 5- 4- 3- 2- 10 12345678 910111213141516
encore selon Schultze (2004), les pertes d’em-
Trimestre
ploi ne sont pas principalement l’effet de la Lecture : pour chaque récession le point zéro est le point à partir
duquel l’emploi commence à ré-augmenter, la valeur de l’emploi concurrence des importations en provenance des
à cette date est un ; après le point bas de 1975T2, 16 trimestres
pays à bas salaires ou encore des délocalisations plus tard l’emploi est de 17 % plus élevé, de 11 % après le point
bas de 1992T1 et de 6 % après celui de 2003T2.vers ces pays ; c’est la faiblesse des exportations
Champ : salariés du secteur marchand non agricole aux États-due à un dollar surévalué jointe à une accéléra- Unis.
tion des gains de productivité dans l’industrie Source : Bureau of Labor Statistics.
Tableau 3
erévolutions récentes de la productivité des employés entre le 1 trimestre de 1995 et celui de 2009
En %
Taux de croissance annuels Date de la
moyensPays rupture année, Écart
trimestre) avant après
Rupture à la hausse Espagne 2005T4 - 0,6 1,1 1,7
Allemagne 2004T2 1,4 - 0,7 - 2,1
Australie 1999T3 2,7 0,7 - 2,0
Autriche 2000T4 2,7 1,0 - 1,7
Canada 1,8 0,4 - 1,4
Danemark 2005T3 1,5 - 0,7 - 2,2
États-Unis 2000T1 2,1 1,4 - 0,7
États-Unis productivité horaire 2003T4 2,9 1,9 - 1,0
France 2000T2 1,8 0,6 - 1,2Rupture à la baisse
G7 2004T4 1,6 0,5 - 1,1
Irlande 2004T1 3,5 0,8 - 2,7
Italie 2001T2 0,8 - 0,8 - 1,6
Norvège 2005T4 1,5 - 0,9 - 2,4
Nouvelle-Zélande 2004T3 1,2 - 0,5 - 1,7
Pologne 2004T2 5,4 1,9 - 3,5
Royaume-Uni 2004T3 1,9 0,9 - 1,0
Suède 2005T4 2,2 - 1,4 - 3,6
Finlande 2,2
Luxembourg 0,2
Pas de rupture Portugal 0,6
Corée 3,5
 Japon 1,1
e eLecture : en Allemagne, la croissance de la productivité est de 1,2 % par avant le 4 trimestre 2004 et de - 0,7 % du 4 trimestre 2004
erau 1 trimestre de 2009.
Champ : pays de l’OCDE déclarants.
Source : OCDE, juin 2009, calculs des auteurs.
132 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008premier trimestre 2009. Grace à cette adaptation En Allemagne, la baisse de la productivité du
rapide de l’emploi la baisse de la productivité travail est particulièrement forte dans le sec-
du travail est moins forte qu’ailleurs. teur de la fnance et des services aux entrepri -
ses tandis que l’industrie maintient ses emplois
et sa productivité. Les baisses d’emplois sont Á l’opposé la rupture à la baisse de la producti-
particulièrement fortes dans le secteur de la vité du travail parait particulièrement forte pour
construction, ce qui correspond à la fn des les pays qui ont une régulation sociale plus pro-
vastes programmes de reconstruction dans les tectrice de l’emploi comme en Allemagne, en
landers de l’Est. En France, la productivité du France, en Suède, au Danemark etc. Si l’on ne
travail baisse surtout dans le secteur productif peut pas interpréter les évolutions récentes en
hors industrie. Elle baisse fortement dans la termes de tendance structurelle, on doit cepen-
construction et le secteur de la distribution qui dant remarquer que l’écart que l’on a constaté
créent de nombreux emplois.dans les périodes précédentes entre les perfor-
mances américaines et européennes tend à se
maintenir sinon à s’accentuer dans la phase
Les ruptures des tendances sectoriellesactuelle.
Les tests de rupture appliqués sur les données
sectorielles de productivité par travailleur
Les évolutions sectorielles montrent une grande diversité de situations.
Compte tenu de la moindre qualité des données de la productivité du travail
très détaillées on a choisi de limiter les tests
à trois secteurs soit : l’industrie manufactu-
’observation des évolutions sectorielles rière, les services fnanciers et les services aux L entre 1985-1995 et 1995-2005 permet entreprises, et les services de la distribution
d’affner le diagnostic. (cf. tableau 4).
Traditionnellement, les secteurs de l’industrie Dans le secteur de l’industrie manufacturière
manufacturière sont considérés comme des sec- (cf. tableau 5), la Suède, la Finlande et les États-
teurs à forts gains de productivité tandis que les Unis améliorent considérablement leur produc-
secteurs des services sont au contraire réputés tivité dont la croissance atteint 6 % ou plus par
pour leurs faibles gains, ce qui se traduit par an à partir du milieu des années 1990. Parmi
des évolutions contrastées en termes de prix et les huit pays où la productivité baisse, six sont
d’emploi. Les prix relatifs de l’industrie manu- européens. Entre 1990 et 1996, le recul est par-
facturière baissent tandis que ceux des servi- ticulièrement fort pour la Belgique (- 4 points),
ces s’accroissent ; par ailleurs, l’emploi dans l’Espagne (- 2,5 points), l’Italie (- 4,4 points) et
les pays développés diminue dans l’industrie le Japon (- 2,4 points). Enfn un groupe de sept
manufacturière tandis qu’il augmente dans les pays, plus l’Union européenne à 15, ne connaît
services. pas de rupture signifcative. Les performan -
ces de l’Irlande et la Corée du Sud demeurent
exceptionnelles.
Comparaison des périodes 1970-1995
et 1995-2005 Dans le secteur de la fnance et des services ren -
dus aux entreprises (cf. tableau 6), les gains de
Les données d’EU KLEMS sont très détaillées productivité sont, dans l’ensemble, nettement
au niveau sectoriel. Cependant, tant pour des plus modestes que dans celui de l’industrie
raisons pratiques de présentation des données, manufacturière ; néanmoins les ruptures de ten-
que pour des raisons de fabilité, il paraît rai - dance y sont aussi très marquées. En particu-
sonnable de ne travailler qu’à un niveau relati- lier, cinq pays sur les sept qui connaissaient des
vement agrégé. Aux États-Unis l’amélioration évolutions de productivité négatives, comme les
des gains de productivité entre 1970-1995 et États-Unis et l’Irlande, se mettent à réaliser des
1995-2005 est particulièrement forte dans les gains. Inversement dans les pays d’Europe conti-
secteurs de l’industrie (+ 2,3 points hors élec- nentale (hormis le Luxembourg, les Pays-Bas
tronique et + 4,4 points pour l’électronique), des et les pays méditerranéens), où la productivité
services fnanciers et des services aux entrepri - progressait entre 0,5 % et 1,1 %, elle régresse
ses (+ 1,8 point) qui sont aussi les secteurs où la entre 0 % et - 1,8 %. Les ruptures se produisent
réduction des heures travaillées est la plus forte majoritairement (dans 9 cas sur 15) entre 1991
(respectivement - 2 points et - 1,8 point). et 1996 et en 1986 (dans 4 cas).
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008 133Enfn dans le secteur de la distribution (cf. viennent entre 1991 et 1996, sauf en Corée
tableau 7), cinq pays progressent en termes de (1986). Les autres pays ne connaissent pas de
productivité dont trois de plus de 3 points : la rupture. En particulier, les États-Unis main-
Suède, la Grèce et la Corée. Quatre pays recu- tiennent des gains élevés, d’environ 3 %. La
lent, dont le Japon de plus de 3,8 points, et la moyenne européenne reste nettement inférieure,
France de 1,5 point. Toutes ces ruptures inter- à moins de 2 %.
Tableau 4
évolutions sectorielles des heures de travail et de la productivité horaire
(écarts des taux de croissance annuels moyens de la période 1995-2005 par rapport à 1970-1995)
Taux de croissance annuels moyens en %
  États-Unis Allemagne France
  Productivité Heures Productivité Heures Productivité Heures
horaire de travail horaire de travail horaire de travail
Total 1,1 0,7 - 1,2 + 0,1 - 1,4 0,9
Manufacture hors machines
électriques électroniques + 2,3 - 2,1 - 0,7 + 0,6 - 0,4 + 0,3
Machines électriques et
électroniques + 4,4 - 2,0 + 1,2 - 0,9 + 1,8 - 0,4
Autres secteurs de production
de biens y.c. construction - 0,1 1,0 - 0,3 - 1,9 - 2,7 + 2,5
Distribution + 1,0 - 0,9 - 0,6 - 0,4 - 2,2 + 1,2
Finances et services aux
entreprises + 1,8 - 1,8 - 4,0 + 0,6 - 0,4 + 0,1
Services personnels + 1,1 - 0,8 - 1,7 - 0,3 + 1,4 - 0,4
Secteur non marchand + 0,4 - 0,5 - 0,6 - 0,7 - 0,4 - 1,2
Lecture : la productivité horaire annuelle des États-Unis accélère de 1,1 point annuel au cours des années 1995-2005 par rapport à la
période 1970-1995.
Champ : États-Unis, Allemagne et France.
Source : EU KLEMS, 2008.
Tableau 5
ruptures de tendance de la productivité dans les industries manufacturières sur la période
1975-2005
Taux de croissance annuels moyens en %
Productivité par travailleur Productivité horaireDate de Date de
Pays
rupture ruptureavant après avant après
États-Unis 1996 3,2 6,2 1996 3,0 6,5
 Finlande 1992 4,7 5,9 5,5
Rupture à la hausse
Suède 1992 2,7 7,2 1992 2,4 6,5
Grèce 1993 - 0,3 2,3 1993 - 0,3 2,2
Australie 1988 3,2 1,9 1986 3,3 1,9
Belgique 1986 6,6 3,0 1986 7,2 3,2
Pays-Bas 3,2 1986 4,5 3,1
Luxembourg 1994 5,4 2,4 3,3
Rupture à la baisse
Royaume-Uni 1995 3,5 2,8 1995 3,7 3,1
Espagne 1996 2,7 - 0,1 1989 3,6 1,1
Italie 1996 4,0 - 0,4 1996 4,0 0,0
Japon 1990 6,4 3,1 1990 6,2 3,8
Corée   8,7 9,4
UE à 15 2,8 3,1
Allemagne 2,3 2,9
Autriche 3,7 4,1
Pas de rupture
France 3,2 3,6
Danemark 1,8 1,9
Irlande 7,4 7,5
 Portugal 2,9 3,3
Lecture : aux États-Unis, la productivité annuelle du travail par travailleur dans les industries manufacturiéres était de 3,2 % avant 1996 ;
elle passe à 6,2 % après.
Champ : pays de l’OCDE déclarants.
Source : EU KLEMS, 2008.
134 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 419-420, 2008

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