C’est en effet sur cette catégorie surtout, ainsi que sur les produits intermédiaires, qu’avait porté l’effort de libéralisation du « désarmement douanier » des années 1860. Avant cette date, le protectionnisme des pays du Continent était davantage un protectionnisme industriel de type « listien », visant au développement de l’industrie par substitution des importations manufacturées (en provenance de Grande-Bretagne). Pour la partie industrielle, les tarifs douaniers de la fin du XIX^e siècle, renouaient ainsi d’une certaine façon avec le protectionnisme première manière du début du siècle. Toujours basés sur le principe de droits spécifiques (c’est-à-dire d’une taxation au volume), ils devaient rapidement se généraliser et se complexifier de façon à « protéger » (plus ou moins) l’ensemble du secteur industriel et de l’économie toute entière. En effet,

(Bastiat, 1862-1997, p. 143).

La stratégie commerciale adoptée par les parlements nationaux sous la pression des lobbies agrariens et industriels en France comme dans la plupart des pays européens, à quelques exceptions près (Danemark, Pays-Bas, Grande-Bretagne et Suisse) s’appuyait sur une propagande égalitariste de « défense des producteurs nationaux » quelle que soit leur activité. Ainsi le rapporteur de la loi française du 11 janvier 1892 : « Nous avons considéré qu’il ne nous était pas permis de choisir entre les différentes branches de travail et que nous leur devions à toutes l’égalité de traitement » (Méline, Rapport général, p. 9 cit. in Dijol, 1910, p. 333).

Quelle a été l’incidence de ces tarifs sur le développement industriel à cette époque puisqu’à l’évidence cette promesse n’a pu être tenue ? En dépit de l’illusion entretenue par les politiques et les associations patronales, il est évident que la protection n’a pu qu’être inégalitaire d’un secteur à l’autre. On subdivise traditionnellement, en économie internationale, les effets d’un tarif douanier en trois composantes : outre l’effet budgétaire sur les recettes publiques, on distingue un effet de bien-être, un effet de répartition et un effet sur l’allocation des ressources. Selon le modèle classique de Ricardo, ces trois effets se combinent pour déprimer la capacité productive. Pour Ricardo, le potentiel de création de richesse, fondé sur le processus de spécialisation en fonction des avantages comparatifs, est maximisé par le libre jeu de la concurrence (Ricardo, 1819). En effet, le tarif perturbe la structure des coûts relatifs et de là, la profitabilité des entreprises et secteurs d’activité, en alourdissant les coûts des plus performantes, en assurant la viabilité temporaire d’unités de production marginales et en empêchant, par rétention des facteurs de production dans les secteurs en perte de vitesse, l’émergence ou l’expansion d’industries innovantes. À l’inverse, ces prémisses ont été remises en cause par des études qui ont essayé d’expliquer que les tarifs pouvaient, en tant que stratégies de second rang, réussir à amener des économies d’échelle dans les activités protégées et ainsi à maximiser les avantages tirés de l’échange international (Krugman, 1990). La démonstration empirique a été faite pour le tarif britannique de 1932 (Kitson et Solomou, 1990).

Néanmoins, l’opération d’identification et de quantification du rôle accélérateur ou retardateur d’un tarif sur la croissance, pour aisée qu’elle soit sur le papier, est notoirement difficile à réaliser empiriquement. Par souci de simplicité, on se contente souvent de porter des appréciations sur des mesures globales ou partielles de la protection douanière, en calculant des indicateurs comme le taux d’ouverture ou le taux de protection apparente. La plupart des obstacles qui s’opposent en fait à la conduite de tests de causalité tiennent à leur nature même, qui repose sur des hypothèses contra-factuelles : on établit implicitement une comparaison entre une situation réelle et une situation optimale que la nature de la documentation ne permet pas de construire a priori.

La démonstration de Bairoch s’appuie sur la comparaison, pour un nombre de pays ouest-européens, des indicateurs décennaux de leurs performances (croissance du PNB, « niveau » ou « potentiel d’industrialisation ») correspondant pour les mêmes périodes à une protection apparente mesurée par le rapport des recettes douanières aux importations. Or, comme l’a relevé Capie (1983), un tel exercice ne produit que « l’apparence d’une corrélation ». Les indicateurs utilisés « diluent » forcément l’incidence du protectionnisme dans une marée d’autres paramètres ; l’échantillon laisse de côté des pays dont le protectionnisme fut plus marqué comme l’Espagne, la Russie et le Portugal.

En fait, ce type de question ne peut être résolu par des preuves fragmentaires, anecdotiques ou sur l’observation de coïncidences entre agrégats. Pour emporter la conviction, un modèle explicatif doit pouvoir relier explicitement le taux de protection d’une industrie à son niveau de performance. Il faut pouvoir travailler à une échelle plus fine qu’à celle de l’économie toute entière. On a donc envisagé ici d’observer le comportement d’une variable de performance, la productivité du travail par branche industrielle, dans quatre pays ouest-européens au cours du quasi-demi siècle qui court de 1870 à 1914. Cette variable est ensuite mise en relation avec le niveau de protection douanière dont jouit l’industrie dans le pays en question à la date donnée.

Puisqu’il est, sinon impossible, du moins très difficile (Balassa, 1968) d’envisager une hypothèse contra-factuelle complète, on s’est servi de l’industrie britannique comme élément de référence, puisque la politique commerciale du Royaume-Uni correspond quasiment après 1870 au libre-échange. Le modèle envisagé suppose donc une chaîne de déterminants qui part de ce que Hall & Jones ont appelé les « infrastuctures institutionnelles » de la croissance qui déterminent l’organisation de la production et de là réagissent sur le niveau d’efficience (productivité totale des facteurs), dont la productivité du travail est une composante.

Il s’agit, on le voit, d’un type de test beaucoup plus compliqué que le simple calcul des niveaux relatifs de protection commerciale apparente mais moins ambitieux que la construction d’un modèle d’équilibre général. Il dépasse aussi le cadre habituel d’identification des déterminants directs des nivaux de productivité sectorielle ou de branche. Jusqu’ici, on s’est en général borné, tant par fidélité à la fonction de production que par l’exiguïté de l’information statistique, à examiner l’incidence des déterminants « proches » tels que l’intensité capitalistique ou la taille des unités de production [1]. Plus récemment ont été explorées les possibilités de mesurer l’incidence des dotations en capital humain (Broadberry, 1997).

L’intuition qui nous a retenus ici est que le protectionnisme en empêchant une affectation optimale des ressources, a contribué à déprimer l’efficience productive et que cette tendance doit se traduire dans les indicateurs relatifs de productivité du travail, au moins à moyen terme. En inscrivant cette approche dans un cadre comparatif, on se donne les moyens d’évaluer de façon relative, l’amplitude des effets directs et indirects du protectionnisme à intervalle régulier.

Cette démarche prend ainsi la forme d’une analyse de panels qui mettra en relation deux matrices, l’une à cinq, l’autre à trois intervalles identiques dont l’une contiendra des taux de protection (réelle et effective) et l’autre des indices de productivité relatifs à l’industrie britannique et standardisés pour chacune des composantes d’une même nomenclature industrielle (à douze branches). L’opération nécessite ainsi deux étapes préalables successives.

Néanmoins, comme on peut facilement l’imaginer, les taux de protection portant sur les produits non-agricoles recouvraient une réalité multiforme et pouvaient varier énormément d’une catégorie à l’autre. Cela s’explique par l’ignorance dans laquelle se trouvaient les autorités politiques des anticipations des agents, par la démarche de « trial and error » qu’elles furent forcées d’adopter, et par l’influence différenciée qu’exercèrent les divers groupes de pression industriels. Enfin, ces chiffres ne nous livrent que des données sur la protection nominale ou apparente. Or on dispose d’un outil plus fin pour évaluer l’intensité protectionniste des tarifs.

1
Taux de protection commerciale apparente par catégorie de biens

L’analyse part de l’observation qu’en régime de libre-échange, la valeur ajoutée d’une industrie d’un bien j, va_j , utilisant un seul input i est égale à :

va_j = p_j (1 – a_ij)

ou si on le rapporte à la branche j

où Pj représente la production brute du bien j et Aij la proportion des consommations intermédiaires nécessaires à son élaboration.

En régime de protection douanière, la valeur ajoutée correspondante, VA’_j sera égale à :

c’est-à-dire l’équation (1) augmentée des droits de douane Ti et Tj qui portent respectivement sur l’input i et sur le bien final j.

Le taux de protection réelle effective grèvant j, Zj devra par conséquent prendre en compte l’incidence du tarif sur les consommations intermédiaires (ou inputs) entrant dans la fabrication de j. Zj peut alors s’exprimer en fonction des deux équations précédentes de la façon suivante et être rapporté à la valeur ajoutée :

Si on veut faire apparaître la présence plusieurs inputs, A_ij devient un agrégat et l’équation prend la forme

ou bien selon la formulation de Harry Johnson (1960) [2] :

où Sj représente le « taux brut de subvention » et Tj le « taux implicite de douane », formule qui met en évidence le bénéfice net (subvention) d’un tarif douanier pour l’industrie j.

Le taux de protection réelle effective (PRE) cherche à mesurer l’intensité, pour une industrie, de la protection tarifaire, c’est-à-dire la mesure dans laquelle le protectionnisme grève sa valeur ajoutée, c’est-à-dire le travail humain qui entre dans la fabrication d’un bien à l’exclusion des autres composantes. Le point de référence est le producteur, pas le consommateur (pour qui le surcoût engendré par le tarif demeure égal à la protection nominale). La PRE permet ainsi de comprendre les effets en aval de la production de la structure hiérarchisée (ou « en cascade ») des droits de douane sur le processus productif.

On peut d’ores et déjà remarquer que la protection effective aura tendance à augmenter à mesure que la part des consommations intermédiaires (inputs) qui entrent dans la fabrication du produit fini sera plus importante. En effet, dans ce cas, le dénominateur diminuera en valeur. La protection sera renforcée dans le cas où les inputs sont peu ou pas taxés (le numérateur se rapprochera du taux nominal du produit fini). Plus lourdement les inputs seront taxés, plus fort sera le risque que la protection initiale du produit fini soit annulée par la taxation des inputs (Capie, 1983, p.13). Néanmoins la tendance séculaire à l’augmentation de la part de la valeur ajoutée dans la production finale a pour effet indirect d’exercer des pressions à la baisse sur l’incidence de la protection. À long terme la tendance est à la diminution de la part globale des consommations intermédiaires dans les coûts de production. La pente « normale » de l’industrialisation amène naturellement la production industrielle à évoluer vers des biens plus sophistiqués, incorporant par conséquent une valeur ajoutée plus importante, reflétant une rémunération accrue des facteurs de production, c’est-à-dire du capital et, surtout, du travail.

En théorie, le TES à utiliser pour le calcul de taux de protection effective devrait être celui de l’économie concernée dans la situation de libre-échange à la date en question (Balassa, 1964, p. 450). C’est une contrainte qu’il est naturellement impossible de surmonter si on considère qu’on ne dispose en général de TES pour les pays développés que pour des dates relativement récentes (dans le cas des pays examinés ici à partir des années 1950) [4]. On fait alors face à un choix : soit on privilégie la nationalité du pays mais on risque de neutraliser d’une part les effets du progrès technique et d’autre part les distorsions que le protectionnisme a pu introduire dans la structure des coûts des différentes industries ; ou bien on valorise la « solidarité diachronique » des systèmes de production de pays à pays en choisissant le TES se rapprochant le plus d’une situation de libre-échange et privilégiant implicitement l’incidence du progrès technique.

On dispose, pour les époques antérieures à 1914, des TES reconstruits sur la base d’informations fournies par les recensements industriels (tableau 2). Alfred Meyer (1965) a fait œuvre pionnière en exploitant à cette fin le Census britannique de 1907. Depuis, Mark Thomas (1991) a fourni un tableau plus détaillé en 45 secteurs sur la base des deux Censuses britanniques de 1907 et 1912. Ornello Vitali (1992) a réalisé le même travail pour l’économie italienne en 1911. On manque encore d’un TES allemand mais on dispose pour la France de l’étude de Patrick Verley (1988) à partir de l’Enquête industrielle de 1861-1865 et du TES qu’on peut reconstruire à partir des informations fournies par l’Evaluation de la production française de 1910-1912 (Dormois, 1997, p.135).

2
Part des inputs dans la production industrielle en 1910-1912

L’utilisation de TES établis dans des conditions qui ne sont pas celles du libre-échange pose néanmoins problème. Puisqu’on dispose de tableaux suffisamment détaillés pour trois pays de l’échantillon (au moins pour la phase terminale de la période), la tentation est forte d’utiliser pour chaque pays le TES (encore appelé « matrice des coefficients techniques ») qui se rapporte à chaque pays. Or, une telle option contrevient à l’exigence de prendre en compte les coefficients techniques en situation de libre-échange. Il faut par conséquent adopter la solution recommandée par Balassa, d’appliquer aux pays protectionnistes le TES du pays qui se rapproche le plus d’une situation de libre-échange à la date choisie, c’est-à-dire les TES britanniques de 1871 et 1912. On doit considérer, en effet, que le protectionnisme modifie le comportement des agents et amène en particulier les industriels à modifier leurs méthodes de production, à substituer, par exemple, les inputs relativement peu taxés à ceux qui le sont plus.

On pourrait, alternativement, reconstruire un TES contra-factuel qui reconstruirait à partir des données réelles, les données supposées en régime de libre-échange (la méthode a pris le nom de Giorgio Salvi qui, le premier, l’expérimenta) mais cette option est virtuellement impossible pour la période qui nous occupe. En dépit du biais introduit par l’aspect purement fiscal des droits de douane perçus par l’Etat britannique sur une demi douzaine de denrées coloniales et les alcools, il fait peu de doute que c’est ce pays qui présentait entre 1870 et 1913 l’économie la plus ouverte sur l’extérieur.

Il a fallu néanmoins standardiser, par regroupement, la nomenclature industrielle pour qu’elle soit directement compatible avec celle utilisée pour le calcul des niveaux de productivité. On a, de plus, éliminé les coefficients techniques inférieurs à 5 % car l’incidence du tarif dans ce cas peut être considérée comme négligeable. Les tableaux ci-après présentent, dans la partie gauche, la part globale des consommations intermédiaires (les inputs) et dans la partie droite, les coefficients techniques retenus pour les principaux inputs.

Le choix d’utiliser pour tous les pays la même matrice de coefficients techniques a l’inconvénient de gommer des différences nationales dans l’organisation de la production. Mais l’hypothèse de fonctions de production homogènes d’un pays à l’autre que cela implique, et apparemment irréaliste, devient de plus en plus plausible au fur et à mesure qu’augmente la vitesse de diffusion des technologies, comme ce fut le cas au cours de la seconde révolution industrielle (Bairoch, 1976, p. 27-28). De plus, la proximité des coefficients techniques observée entre l’Italie, la France et le Royaume-Uni à la fin de la période (tableau 2), amène à penser que cette hypothèse est moins absurde que celle qui pose, comme dans la méthode alternative, l’égalité des coefficients techniques en régime de libre-échange et en régime protectionniste — une prémisse qui est self-defeating dans le cadre d’une enquête sur l’incidence du protectionnisme.

3
Structure des coûts simplifiée dans les industries, valable pour 1871, 1891, 1912

Il est frappant enfin de relever que les industries qui, en général, bénéficiaient de la protection la plus élevée étaient sensiblement les mêmes d’un pays à l’autre : industries de main-d’œuvre, bien organisées et en position d’influencer via leurs organisations patronales, les pouvoirs publics. La thèse de Verdier se trouve ainsi confortée, selon laquelle les progrès du régime représentatif dans les trois pays ont eu pour effet d’opérer un transfert du pouvoir à des groupes économiques identiques d’un pays à l’autre (Verdier, 1993). À l’inverse, les industries les moins protégées sont presque toujours de « petites » industries comme celles du bois, du papier ou du cuir, peu organisées au plan syndical ou politique. Le taux peut aussi varier à l’intérieur d’un groupe d’industries. On aborde ici le problème de la protection effective négative. Du point de vue empirique, en période de renforcement du protectionnisme, une protection nominale faible ou nulle faisait planer le risque d’une protection effective négative. Si on relève quelques cas ponctuels ou temporaires ici et là, surtout en début de période, elle est systématique, en Italie, pour l’industrie de la transformation des métaux « secteur vaste et protéïforme » (Gerschenkron) et grand consommateur de produits semi-finis importés vu les carences de la production métallurgique nationale. Toniolo (1977) a montré que c’était l’industrie mécanique italienne qui avait surtout pâti de l’alourdissement des droits sur les produits sidérurgiques, censé favoriser l’émergence d’une industrie nationale du fer et de l’acier.

Aux yeux de cet auteur, comme pour Gerschenkron, et eu égard aux avantages comparatifs de l’Italie, ce sont les industries légères de transformation que l’État italien aurait dû favoriser, autant que possible, au moins ne pas handicaper. Or, « on fit exactement le contraire » (Toniolo, 1988, p. 234). Comme souvent l’Italie agit en Europe de l’Ouest comme un révélateur de la situation des autres pays. En dépit des déclarations des décideurs, les promesses d’une politique de substitution des importations, d’exploitation des rendements d’échelle ou de protection des industries naissantes ne semblent pas avoir été, durant cette période, sérieusement tenues.

Ainsi le protectionnisme industriel a surtout pris la forme de primes à des industries établies et à des entreprises ayant pignon sur rue. Mais, paradoxalement, les droits de douane portant sur les importations qui menaçaient les industries les mieux protégées constituaient en même temps la principale source de recettes fiscales pour les États. Les importations des petites industries étaient en général à l’image de leur taille et portaient sur des volumes et des valeurs relativement faibles réduisant ainsi la possibilité d’augmenter significativement les recettes douanières. L’effet de structure se trouvait ainsi, moyennant une élasticité-prix des importations suffisamment basse, corrélée à l’effet budgétaire. Cette convergence d’intérêts entre manufacturiers en position de concurrence défavorable et décideurs politiques, amenés par la nature du régime représentatif à fidéliser leur base électorale mais aussi à envisager l’accroissement du budget comme allant dans le sens de l’intérêt national, constitue le facteur majeur qui explique l’introduction des tarifs douaniers (Verdier, 1993). La question se pose alors de savoir dans quelle mesure ceux-ci ont modifié l’allocation des ressources, au point d’altérer les performances des industries nationales dans leurs différentes composantes. Pour y répondre, il faut faire un détour par la productivité industrielle et s’intéresser, par conséquent, à l’estimation du produit industriel dans les différents pays examinés ici.

4
Taux de protection réelle effective

Dans tous les pays, la croissance industrielle a été forte durant la période de 1870 à 1913, pourtant marquée par la Grande dépression, mais inférieure néanmoins à la croissance des échanges commerciaux. Le volume de la production est multiplié par 5,3 en Allemagne et par un coefficient de 2,3-2,4 dans les trois autres pays. Comme pour les échanges, cette croissance fut essentiellement marquée après 1890 et surtout après 1905, un épisode d’ailleurs marqué par une reprise de la hausse des prix. Il est tentant de relier, à rebours des conclusions de Bairoch, le ralentissement de la croissance entre 1873 et 1896 à la recrudescence du protectionnisme et la reprise à son érosion.

Après la conjoncture dépressive de la fin du XIX^e siècle, l’industrie française a dû de plus, faire face à un certain tassement de sa main-d’œuvre entre 1901 à 1911, effet conjugué de la faiblesse démographique de la France depuis les années 1870, du ralentissement concomitant de l’exode rural et de l’absorption de la main-d’œuvre par l’industrie. Contrairement à ses voisins, la France n’a pas connu, durant la Belle Époque, d’expansion continue de sa main-d’œuvre industrielle ce qui n’a pas manqué de handicaper la croissance de certaines de ses branches. D’une certaine façon, le projet mélinien de « retour à la terre » et du rééquilibrage entre industrie et agriculture a donc connu un début de réalisation.

Les valeurs ajoutées par branche pour les trois années-repères de 1873, 1896 et 1911 une fois agrégées, débouchent sur des estimations globales de la production industrielle qui sont assez proches des résultats obtenus par la méthode des indices par Lévy-Leboyer : 6,9 millions pour 1873, 9,4 pour 1897 (8,4 seulement pour 1896) et 13,6 pour 1911. Par contre ils divergent passablement des résultats de Toutain qui sont, à notre avis, très surévalués.

5
Estimations contradictoires de la production industrielle en France (1873-1911)

Pour pallier les faiblesses des séries de Hoffmann, il a fallu s’attaquer à la reconstruction de la pierre angulaire de l’édifice hoffmannien, le produit intérieur net (Nettosozialprodukt) pour 1913, ici limité au volet industrie. Les résultats induits par le rapprochement des indicateurs de la productivité semble indiquer un déficit pour le produit industriel de l’ordre de 5 et 15 % sur la période 1870-1913.

Pour reconstruire les comptes du secteur industriel, on a procédé en deux étapes. On a d’abord mis à profit les renseignements contenus dans les relevés officiels de la production (Produktionserhebungen) pour certaines activités soumises au contrôle de l’État (ou des États). Les derniers relevés avant la guerre ont été effectués en général en 1911. Il s’agit de l’extraction minière, de la métallurgie primaire, de certaines productions de la construction mécanique et de l’industrie chimique, de l’industrie du cuir et de certaines industries alimentaires taxées (bière, tabac, amidon, etc…). Dans certains cas, on dispose des chiffres de la production globale et des consommations intermédiaires, ce qui permet d’évaluer directement le produit net. Pour d’autres, on a appliqué les rapports valeur ajoutée/produit brut relevés pour l’industrie autrichienne en 1910 [6]. On a recalculé d’autre part le produit industriel à l’aide d’une reconstruction séparée des revenus du travail et ceux du capital. En ce qui concerne les revenus du travail, Fremdling qui a examiné de près les procédures de Hoffmann, n’a pas identifié de source de biais dans les valeurs retenues pour le salaire moyen annuel par branche. Il est cohérent avec les données exhaustives compilées par Kuczynski (1937). Il est néanmoins probable que Hoffmann ait sous-évalué les effectifs de la main-d’œuvre pour 1913 puisqu’il reprend pour cette date en les ajustant à peine, ceux fournis par le recensement professionnel de 1907. Or, on dispose, avec le recensement de la population du 1^er décembre 1910, d’indices indiscutables de l’expansion continue de la main-d’œuvre industrielle. On a donc révisé pour 1911 ces chiffres pour prendre en compte cette expansion encore mal documentée.

À partir de là, pour les branches où les données sur la production brute sont manquantes, on a utilisé, une fois obtenue la masse salariale par branche, les rapports masse salariale / valeur ajoutée tels qu’ils apparaissent dans le Census of Manufactures nord-américain pour 1909. Cette procédure se justifie par le fait que les avantages relatifs comparés de l’Allemagne offrent une structure comparable à celle des Etats-Unis à la même date.

À partir de ces ajustements, on parvient à une estimation du produit net industriel de l’ordre de 22 milliards de marks, soit une estimation supérieure de 11 % à celle de Hoffmann. Pour remonter à 1870, une fois ajustée la production à la nouvelle base 1913, on s’est basé sur les séries de Wagenführ (1933), en utilisant des pondérations mobiles — Hoffmann ayant utilisé des pondérations fixes, à savoir pour 1913, les pondérations induites de la reconstruction de la valeur ajoutée pour cette année et pour 1871, celle induite par la distribution des entreprises par branche telle qu’elle apparaît dans le recensement de 1875.

6
Valeur ajoutée dans l’industrie italienne (1871-1913)

On a procédé d’une manière assez semblable pour aligner la production industrielle britannique sur celle de ses concurrentes. On a mis à contribution principalement le Census of production de 1912, qui, du fait du déclenchement de la Première Guerre mondiale, a connu une publication différée (1930) et qui souffre de quelques lacunes. On peut néanmoins facilement les combler avec les données fournies par son prédécesseur immédiat (1907). La quasi-stabilité des prix entre 1912 et 1913 au Royaume-Uni permet également une translation rapide entre les estimations chiffrées de 1912 et 1913 sur la base de l’indice de la production. En ayant recours au même indice, on obtient pour les dates-repères de 1871 et 1891 des valeurs exprimées en livres sterling de 1913 (à l’inverse des précédents tableaux qui affichent des valeurs courantes). Il faut donc envisager la conversion en valeurs à prix constants pour les pays pour lesquels l’estimation est faite à prix courants (France, Italie).

Comme pour la France et l’Allemagne, la situation de l’industrie britannique est difficile à approcher dans le détail pour l’immédiat avant-guerre, les recensements fiables ayant été réalisés à quelques années de là, en fait au seuil de la période d’expansion de la Belle Époque (1906 ou 1907). Néanmoins, les chiffres comme les indices ne sont pas sans suggérer une très grande stabilité de la production industrielle pendant ces années.

Pour calculer des indicateurs de productivité du travail, le numérateur du ratio Q/L (produit / travail) est fourni par la valeur ajoutée reconstruite et le dénominateur par la répartition de la main-d’œuvre industrielle telle qu’elle ressort des recensements de la population pour les trois pays. Les trois dates retenues comme années-repères sont 1871/1873, 1891, 1895/1896 et 1910/1912. On a dû en effet s’accommoder d’années consécutives (et non identiques) à cause des différences de calendrier dans l’organisation des recensements.

Ces trois panels dessinent les avantages comparatifs des industries des quatre pays en cause. En première lecture, ces indicateurs amènent à modifier l’image véhiculée par la littérature sur le « surengagement » (overcommitment) de l’industrie britannique dans les industries de base (les « staples ») ; en fait, celle-ci obtient ses meilleurs résultats dans l’extraction minière et la chimie, mais l’agro-alimentaire et, dans une moindre mesure, la distribution d’énergie et les métaux non-ferreux, sont également bien placés. Les performances de l’industrie allemande, telles qu’elles ressortent de ces tableaux, s’accordent autant avec les témoignages des contemporains qu’avec les indices de Hoffmann. La suprématie allemande s’affirme en particulier dans la construction mécanique, la sidérurgie et dans toute une gamme d’industries de biens de consommation comme le cuir, le bois et l’imprimerie. Les domaines d’excellence de l’Italie résident dans des industries de main-d’œuvre encore fortement artisanales : la confection, l’industrie du papier et celle des matériaux de construction (verrerie, poterie etc…). La France a conservé des atouts dans le textile, la chimie, la mécanique et le bâtiment.

Pour comparer les résultats obtenus séparément pour chaque pays, il faut pouvoir convertir les indicateurs calculés en monnaie nationale en une monnaie commune. La livre sterling a été choisie puisqu’elle constituait à l’époque la monnaie de référence dans les transactions internationales. En outre, on a été amené, après voir exploré plusieurs alternatives, à opter pour l’utilisation du taux de change officiel.

Pour un pays européen E, une unité monétaire N pour l’année t équivalait à N dollars de 1929,

d’où

P ₍₁₉₂₉₎ E et P(t)E sont les valeurs de l’indice des prix du pays E pour 1929 et pour l’année t, respectivement et PPA ₍₁₉₂₉₎ représente le taux de conversion à PPA entre la monnaie en question et le dollar en 1929. L’opération est aléatoire parce qu’on utilise un indice des prix sur une longue période qui traverse, de surcroît, un épisode de grande instabilité (inflation, voire hyper inflation après la guerre mondiale) [8]. L’indice des prix des pays en 1929, calculés par le service économique cité plus haut, s’établit pour les pays de l’échantillon comme suit (base 100 en 1913) : Allemagne, 136 ; France, 621 ; Italie, 476 ; Royaume-Uni, 133 (Annuaire de la SdN 1935, p. 26).

On trouve, d’autre part, les équivalences de pouvoir d’achat aux coûts de facteurs de 1929 dans l’annuaire de la SdN pour 1930, et on peut les extrapoler rétrospectivement jusqu’en 1913 à l’aide des indices des prix cités, en tenant compte de celui des États-Unis sur la même période (indice 132). La grande proximité des taux de change à PPA obtenus par cette rétropolation et des cours officiel ne peut manquer de sauter aux yeux (tableau 7).

7
Équivalence en dollar à PPA des différentes monnaies

On voit ainsi que l’utilisation du taux de change officiel pour convertir les indicateurs de productivité n’introduit pas de distorsion flagrante dans le pouvoir d’achat relatif des monnaies. Comme cela a été avancé (notamment par Maddison et Prados de la Escosura) l’utilisation, pour la période antérieure à 1914, des taux de changes officiels s’avère préférable à celle de « convertisseurs » à parité de pouvoir d’achat, dont la construction est encore beaucoup trop aléatoire étant donné le faible degré de comparabilité des séries de prix [9].

Cette conclusion rejoint celle des adhérents de la théorie monétaire [10] pour qui il est, à cette date, « improbable que les variations entre les taux de change officiels et ceux à parité de pouvoir d’achat aient été significatives » (McCloskey et Zecher, 1985, p. 66). Cela s’explique par le fait que dans le cadre de taux de change fixe, les possibilités d’arbitrage poussaient à la fixation des parités à leur niveau réel. La concurrence commerciale, même si elle portait sur un nombre relativement restreint de marchandises, a ainsi eu tendance à augmenter la convergence entre les prix et les coûts d’un pays à l’autre, convergence qui fait l’objet d’un abondant débat (Williamson et Bordo, 2002). Ces mécanismes d’ajustement ont fonctionné même si la concurrence est demeuré à l’état virtuel. C’est ce qui amène McCloskey et Zecher à conclure que « les prix comme les taux d’intérêt [observés avant 1914] constituaient des phénomènes mondiaux et non nationaux » (McCloskey et Zecher, 1984, p. 124).

Les indices agrégés pour l’ensemble du secteur industriel s’inscrivent dans des fourchettes sur lesquelles il existe désormais un large consensus ; la seule exception concerne naturellement l’Allemagne. De 1871 à 1911, les industries des pays continentaux présentent certes un plus grand éventail d’indices, preuve d’une plus grande hétérogénité du tissu industriel ; mais, cela a déjà été noté, la supériorité britannique est tout à fait relative dans le domaine de l’industrie. Du point de vue de la productivité globale, il apparait que, dès les années 1880, dès la fin de la Gründerperiode par conséquent, l’industrie allemande faisait jeu égal avec son homologue britannique. Ce rattrapage réussi dont Gerschenkron a naguère théorisé les causes et les mécanismes, s’est stabilisé jusqu’à la Première Guerre mondiale et cette quasi-égalité constitue d’ailleurs une constante à l’échelle du XX^e siècle (Broadberry, 1997, p. 153) [11].

Néanmoins, nos chiffres ne suggèrent pas un écart grandissant entre les deux puissances, contrairement aux conclusions de ce dernier auteur (et, par implication, une détérioration de la position britannique de l’ordre de 20 % en faveur de l’industrie allemande). Quand on s’intéresse au détail des résultats par branche, on observe que l’avance allemande n’est marquée que dans le complexe de la Montanindustrie (mines, métallurgie, mécanique). Pour le reste, les résultats sont soit proches, soit inférieurs à ceux observés au Royaume-Uni. Ainsi la loi de Verdoorn selon laquelle la productivité du travail a tendance à augmenter en période d’expansion d’une industrie ne se trouve-t-elle pas systématiquement vérifiée. Certaines activités ont perdu en termes de productivité au cours de leur déploiement. Les industries alimentaires en fournissent l’illustration : 1870-1914 correspond en Grande-Bretagne à leur rationalisation ; le maintien des unités de production artisanale sur le Continent a dû automatiquement conduire à un décrochage des performances britanniques. L’industrie chimique allemande n’enregistrait pas des résultats, en termes de productivité, très éloignés de ceux de sa concurrente britannique, et cela peut surprendre, quand on connaît les succès allemands dans la pharmacie et l’industrie des colorants. En fait, la concurrence anglo-allemande était relativement limitée dans ce domaine du fait de la complémentarité qui s’est établie très tôt entre les deux industries. Bien que nombre de nouveaux produits chimiques aient été expérimentés en Grande-Bretagne (notamment parmi les dérivés du charbon), c’est en Allemagne qu’ils furent développés industriellement, l’industrie britannique conservant ses fiefs dans la chimie minérale [12].

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Niveaux globaux de productivité dans l’industrie en 1910-1913

En ce qui concerne la France, la présente étude réévalue pour l’immédiat avant-guerre les résultats obtenus précédemment pour 1906 et rejoint ainsi un consensus allant de Bairoch à Crafts (Dormois, 1997, p.144-145). À la veille de la guerre, l’industrie française se serait située à hauteur de 75 % des performances britanniques. La série suggère néanmoins une détérioration, certes minime mais toutefois apparente, de la productivité globale vis-à-vis de la Grande-Bretagne entre 1870 et 1914. Cette détérioration est particulièrement repérable pour l’industrie chimique, l’industrie de l’alimentation et celle du bois.

L’industrie italienne apparaît globalement moitié moins productive que la britannique sur la totalité de la période. On perçoit ici les limites de la problématique du rattrapage, dont Gerschenkron pensait qu’elle s’appliquait aussi à l’Italie. En fait ce processus ne s’est effectué qu’à long terme et a connu des retournements au cours du premier XX^e siècle (Bardini, 1996).

Néanmoins il faut garder à l’esprit que l’industrie italienne, très faible en 1861, s’est propulsée sur la scène des pays industriels en l’espace de cinquante ans et que les différentiels internationaux de productivité pouvaient être, hier comme aujourd’hui, extrêmes (Maddison, 1991). Malgré sa position retardataire, l’Italie figurait en 1914 dans le peloton de tête des pays industrialisés du point de vue industriel. Les mesures de l’efficience globale utilisant les pondérations respectives des pays comparés pourrait d’ailleurs fournir une image plus favorable de ses performances. Cette observation s’applique naturellement aussi à la France et à l’Allemagne, ce qui renforce la présomption que les résultats des industries européennes se situaient, au terme du siècle de l’industrialisation, dans un faisceau relativement étroit.

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Indices de productivité du travail par branche

Dans la première, on a cherché à observer le comportement des deux variables dans le cadre de la nomenclature industrielle de base à 12 branches par pays et pour trois périodes : les décennies 1870, 1890 et 1910. La seconde a été conçue pour explorer cette relation en détail dans le cas italien, pour lequel on dispose en 1911 d’indices de productivité relative pour une nomenclature plus étendue (68 branches). Enfin, après avoir analysé le modèle causal, on a voulu observer quelle influence la protection commerciale avait pu avoir sur le niveau relatif d’emploi et sur l’évolution de la répartition de la main-d’œuvre industrielle. L’hypothèse retenue est que la protection douanière qui soutient ou augmente le chiffre d’affaire d’une industrie à court terme, a tendance, à moyen terme, à pousser les structures industrielles à l’obsolescence alors que les industries les plus dynamiques ont été freinées dans leur développement par le maintien d’une structure des prix peu favorable. La stabilité des effectifs dans l’un et l’autre cas explique alors le plafonnement de la productivité.

Etant donné les imprécisions inhérentes à ce genre d’exercice et le raccordement forcément imparfait des données, on est parvenu à des résultats étonnamment significatifs. En effet le « seuil de pertinence » pour les régressions de ce type (dite « cross-section » est forcément moins exigeant que pour les séries temporelles. Les coefficients de corrélation obtenus sont donc relativement satisfaisants pour la première régression et très satisfaisants pour la désagrégation la plus poussée (celle relative à l’industrie italienne en 1911). Ceux obtenus dans le troisième cas de figure semblent confirmer que c’était en agissant sur le niveau d’emploi qu’à la longue, la protection douanière a eu tendance à déprimer les performances productives de l’activité industrielle.

Sur la base de ces tests, on peut donc conclure que le protectionnisme douanier mis en place par les Etats du continent européen à la fin du XIX^e siècle a, dans une certaine mesure, ralenti les progrès de la productivité dans l’industrie, même s’il a pu, à court terme, donner un coup de fouet à la croissance. En effet, un tarif douanier, en majorant le chiffre d’affaire des industries protégées, a pour effet, à court terme, de relever leurs valeurs ajoutées et, à niveau de main-d’œuvre constant, la productivité du travail. L’effet immédiat va donc à l’encontre de ce que suggère la théorie : la productivité du travail (mesurée par le rapport de la valeur ajoutée à la main-d’œuvre) aura ainsi tendance, à effectifs égaux, à augmenter, faisant apparaître un effet bénéfique du tarif. Mais, à moyen terme, le tarif en stabilisant le niveau de la production, diminue les gains potentiels et érode l’efficience et donc la compétitivité des industries protégées. Il contrarie en particulier la relève des productions « traditionnelles » par des activités à plus forte valeur ajoutée dont les techniques employées se situent plus près de la frontière technologique : c’est la non-exploitation de ces opportunités qui diminue le revenu potentiel de l’industrie en question [13]. C’est donc par le biais du maintien des structures existantes (et donc des effectifs de la main-d’œuvre) qu’on a le plus de chance de mettre en évidence les effets « retardateurs » du tarif. On peut donc énoncer l’hypothèse qu’un tarif douanier affecte à moyen terme la productivité d’une activité en freinant le changement structurel, c’est-à-dire la répartition optimale de la main-d’œuvre [14]. L’inconnue qui demeure est celle du délai à partir duquel ces effets sont perceptibles dans la comptabilité de la croissance. Par une approche dynamique de la répartition des branches avant 1914, on peut observer le rapport entre l’évolution à moyen-terme de cette répartition et les taux de protection respectifs afférents aux différentes branches du secteur.

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Résultats des régressions pour trois dates-repères

Les résultats obtenus pour ces simples régressions linéaires sont beaucoup plus significatifs que tout ce qui a pu l’être jusqu’à présent. Cameron, Proudman et Redding (1999, p.176), par exemple, n’obtiennent, pour leur régression entre gains de productivité et taux d’ouverture dans l’industrie britannique en 1970 et 1990, qu’à un coefficient de corrélation de 0,0029. Ici, non seulement les coefficients sont tous négatifs, mais ils atteignent des valeurs beaucoup plus significatives. Les équations linéaires dérivées de ces régressions prennent les expressions suivantes (où y représente le niveau relatif de productivité et x le degré de protection effective :

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Équations résultant des régressions précédentes

Ces résultats semblent à même mieux que les leurs de justifier, pour la période 1870-1914, la conclusion de Cameron, Proudman et Redding selon lesquels « les industries les plus ouvertes commercialement ont, en général, enregistré des gains de productivité supérieurs ».

On devrait s’attendre à une corrélation bien supérieure puisqu’on opère ici dans le détail. Le coefficient de corrélation général est de —0,1 354, inférieur donc à ce qu’on a observé précédemment. Mais si on élimine seulement trois anomalies (outliers) en raison soit de leur taux de protection très élevé (sucre et eaux-de-vie), soit de leur performance productive « anormale », le coefficient de corrélation s’élève à – 0,5623 ce qui vient conforter la conclusion de la régression générale qui précède.

L’équation obtenue prend la forme :

Cette opération qui contient par définition un grand nombre de facteurs aléatoires (choix de la date) et incontrôlables, semble indiquer qu’une plus grande désagrégation et un affinement plus poussé du taux de protection, conduisent à des résultats beaucoup plus satisfaisants.

Pour mener à bien cette opération, on s’est appuyé sur les calculs effectués par les rédacteurs des recensements eux-mêmes (plus sûrs qu’un appariement réalisé après coup) entre les données du recensement français et allemands de 1896 et de 1906 et de 1895 et 1907 respectivement. On peut ainsi observer l’évolution de la répartition de la main-d’œuvre pour 70 branches et tenter de les corréler à leur protection effective.

Cette approche dynamique de la répartition sectorielle de l’emploi industriel produit des résultats intéressants : le coefficient de corrélation est de — 0,3 096 pour la France pour laquelle on s’est basé sur les droits de douane enregistrés en 1900 et de — 0,4 379 pour l’Allemagne pour laquelle on a exploité le tarif douanier pour 1892.

Les équations prennent les formes :

pour la France entre 1896 et 1906

pour l’Allemagne entre 1895 et 1907

Dans chacune des deux équations, y dénote le rythme du changement structurel et x le degré de protection (en 1900 et 1892 respectivement). La corrélation est plus forte dans le cas de l’Allemagne (où on relève néanmoins certaines anomalies comme la sidérurgie), où la PRE se réfère à une date prise en dehors de l’intervalle retenu pour l’évolution de la répartition de la main-d’œuvre, alors que dans le cas de la France, elle est prise à l’intérieur. Cette observation renforce la conviction que les effets d’un tarif douanier ont tendance à se déployer dans le temps et à agir à retardement.

Il est rare en économie rétrospective de pouvoir rassembler les preuves empiriques de la pertinence des « lois » contenues dans les manuels d’économie. Inlassablement le scientifique postmoderne demande « à voir » et à être convaincu que les faits correspondent bien à la « théorie ». Convaincu de sa supériorité technique et intellectuelle sur tous ses devanciers, il veut croire que la complexité du réel justifie presque toujours des exceptions qui peuvent défier le bon sens ou les impressions éclairées des contemporains. À l’époque du tarif italien de 1887 et de la guerre commerciale franco-italienne qui s’en suivit, Vilfredo Pareto tempétait sans relâche dans ses tribunes hebdomadaires, contre les sophismes des protectionnistes de son époque ; il aboutissait, par les moyens tout frustes de la déduction logique, aux mêmes conclusions que celle de la présente étude qui a pourtant retourné une masse impressionnante de statistiques. Néanmoins la limpidité d’un de ses oracles inimitables pourrait très bien lui servir d’épitaphe :

Mythes et idéologies (Droz, 1966).