Economie & prévision
La Doc. française
I.S.B.N.sans
150 pages
p. 1 à 25
doi: en cours
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no 158 2003/2
Les déterminants du taux de marge en France et quelques autres grands pays industrialisés : analyse empirique sur la période
1970-2000
Mustapha Baghli [(*)] Gilbert Cette [(**)] Arnaud Sylvain [(**)]
Cette étude vise à dégager les déterminants du taux de marge des entreprises dans cinq pays industrialisés. Ses principaux
enseignements sont les suivants :
- en neutralisant les effets de la non-salarisation, il apparaît qu’en France le taux de marge a retrouvé son niveau de début
de période depuis la fin des années quatre-vingt;
- en France, en Allemagne et au Japon, le taux de marge de moyen-long terme semble déterminé par le coût du capital, le
prix relatif de l’énergie et les tensions productives;
- en France, l’évolution du taux de chômage influence le taux de marge à court terme. Cela pourrait confirmer l’influence
du déséquilibre du marché du travail sur le pouvoir de négociation salariale.Mots-clés :
taux de marge, partage de la valeur ajoutée, moyen terme économique.
This study explores the factors driving the observed movements in the profit ratio in several industrialised countries. It
suggests the following conclusions:
- in France, the profit ratio returned in the nineties to the level recorded in the beginning of the seventies (after stripping
out the impact of self-employment);
- in France, Germany and Japan, the profit ratio seems driven in the medium to long term by the real interest rate, the
relative price of energy and the capacity utilisation rate;
- in France, the change in the unemployment rate affects the profit ratio in the short term. This may confirm the impact on
bargaining power of the disequilibrium in the labour market.Keywords :
profit ratio, sharing of value added, medium term economic factors.
Cet article résume la Note d’Etudes et de Recherche (NER) de la Banque de France n° 99 de janvier 2003, des mêmes auteurs et du
même titre. En particulier, les annexes de cette NER détaillant la construction des variables et le travail économétrique ne sont pas
reprises, faute de place, dans le présent article.
Cette étude s’inscrit dans le cadre d’un projet d’évaluation des tensions inflationnistes à partir de la construction d’indicateurs d’écart
de production en France (cf. Banque de France, 2002). La partie de ce travail portant sur la France a bénéficié de l’assistance
technique de L. Baudry et M.-P. Leclair que nous remercions.
Des commentaires précieux ont été apportés par S. Avouyi- Dovi, J.-P. Cotis, P. Sevestre, X. Timbeau, ainsi que par les participants à
des présentations à un atelier de recherche de la Banque de France, au 51ème congrès de l’AFSE, à un séminaire Cl. Fourgeaud de la
Direction de la Prévision et à un séminaire de l’école Doctorale de l’Université de la Méditerranée. Enfin, nous avons bénéficié des
remarques constructives de deux referees anonymes de la revue. Nous remercions tous les auteurs de ces remarques, tout en restant
seuls responsables des éventuelles erreurs subsistantes.
Les analyses développées dans cette étude n’engagent que leurs auteurs et aucunement la Banque de France.
Cette étude vise à dégager les déterminants du taux de marge des entreprises dans cinq pays
industrialisés. Ses principaux enseignements sont les suivants :
- en neutralisant les effets de la non-salarisation, il apparaît qu’en France le taux de marge a retrouvé son niveau de début de période depuis la fin des années quatre-vingt;
- en France, en Allemagne et au Japon, le taux de marge de moyen-long terme semble déterminé par le coût du capital, le prix relatif de l’énergie et les tensions productives;
- en France, l’évolution du taux de chômage influence le taux de marge à court terme. Cela pourrait confirmer l’influence du déséquilibre du marché du travail sur le pouvoir de négociation salariale.
Le taux de marge, ou part des profits bruts dans la
valeur ajoutée, est, dans une approche aux coûts des
facteurs, le complément de la part des coûts
salariaux. Une croissance équilibrée sur le long
terme nécessite un niveau de taux de marge et un
rendement du capital aboutissant à une évolution de
l’investissement et du capital productif fixe adaptée
à cette croissance économique. Dans l’hypothèse
réaliste d’une plus forte mobilité du capital que des
autres facteurs de production et en supposant
constant le pouvoir demarché des entreprises, le taux
de marge ne dépend à long terme que du coût réel du
capital. Autrement dit, dans une économie ouverte,
le déterminant de long terme du taux de marge est
grandement exogène et lié aux normes de rendement
internationales. Cependant, compte tenu de fortes
inerties d’ajustements sur les marchés des biens et du
travail, d’autres déterminants s’ajoutent sur le
moyen terme.
L’analyse des déterminants du taux de marge est utile
non seulement pour celle des conditions d’une
rémunération des facteurs favorable à la croissance,
mais également pour celle des tensions
inflationnistes. En effet, l’évolution des tensions
inflationnistes internes directes
[1] est liée à celle des
coûts salariaux unitaires d’une part et du taux de
marge d’autre part
[2]. Toutes choses égales par
ailleurs, une augmentation (baisse) du taux de marge
a un impact inflationniste (désinflationniste). Pour
cette raison, l’identification et le suivi des
déterminants du taux de marge peuvent aider au
diagnostic sur les tensions inflationnistes.
De nombreuses analyses empiriques ont été
proposées concernant les évolutions du taux de
marge sur la France et d’autres pays industrialisés.
Certaines se limitent à une approche descriptive :
Cette et Mahfouz (1996) et Doisy et alii (2001) sur la
France; Sylvain (1998) et Cette et Sylvain (2001) sur
la France, l’Allemagne, les États-Unis, le Japon et le
Royaume-Uni; la Commission Européenne
(European Commission, 2000) sur l’ensemble des
pays de la zone euro, les États-Unis et le Japon.
D’autres analyses s’efforcent également de dégager
les déterminants du taux de marge en recourant à une
approche économétrique, sur la France pour Prigent
(1999) ; la France et les États-Unis pour Cotis et
Rignols (1998) ; la France et l’Allemagne pour
Mihoubi (1999); la France, l’Allemagne, le Canada,
l’Espagne, les États-Unis, l’Italie et le Royaume-Uni
pour Blanchard (1997) ; 14 pays de l’Ocde et plus
particulièrement les États-Unis et l’Allemagne pour
Bentolila et Saint-Paul (1999).
Les enseignements de ces travaux sont globalement
cohérents entre eux. Les évolutions à long terme du
taux de marge sont singulièrement différentes dans
les pays anglo-saxons (États-Unis, Canada et
Royaume-Uni) d’une part et en Europe continentale
et au Japon d’autre part : le taux de marge connaît des
fluctuations de court-moyen terme d’une ampleur
relativement réduite autour d’un niveau assez stable
dans le premier groupe de pays tandis qu’il connaît
des fluctuations de moyen-long terme de grande
ampleur dans le second groupe. Plus précisément,
dans ce second groupe, le taux de marge connaît une
forte diminution au moment du premier choc
pétrolier, accentuée au moment du second choc
pétrolier, puis une longue phase d’augmentation qui
l’amène à la fin des années 1980 à un niveau proche
de celui d’avant le premier choc pétrolier. La
décennie 1990 se caractérise ensuite par une
quasi-stabilité. Les modifications des termes de
l’échange et, dans une moindre mesure, celles du
taux d’intérêt réel expliqueraient la plus grande part
des ces évolutions, l’ampleur de ces modifications
ayant été sensiblement plus importante pour le
second groupe de pays que pour le premier. Pour
autant, ces deux facteurs (termes de l’échange et taux
d’intérêt réels) ne suffisent pas, pour Blanchard
(1997), à expliquer complètement les niveaux élevés
des taux de marge dans les pays du continent
européen depuis la fin des années 1980. Une hausse
du taux de mark-up (coefficient que les entreprises
ajoutent à leur coût de production en vue de dégager
un profit non nul) pourrait aussi expliquer ces
niveaux élevés. Cette hausse du taux de mark-up ne
serait pas localisée sur le marché des biens, la
concurrence y ayant plutôt été accrue par la
construction du marché unique, mais plutôt sur le
marché du travail. Quant à Bentolila et Saint-Paul
(1999), à partir d’un modèle théorique, ils mettent en
évidence le rôle du rapport capital/production, du
prix de l’énergie, des coûts d’ajustement du travail,
et du pouvoir de négociation salariale dans les
évolutions de la part salariale (le complément à
l’unité du taux de marge).
La présente étude prolonge l’analyse descriptive
proposée par Cette et Sylvain (2001) et se donne
également pour objet de dégager, par une approche
économétrique, les déterminants du taux de marge
sur les mêmes pays et sur les trois décennies
1970-2000. Cette analyse économétrique y est plus
approfondie sur la France pour laquelle l’accès et la
connaissance du contenu des données statistiques à
un niveau fin sont plus faciles. Les évolutions du taux
de marge ne sont que très rapidement rappelées.
Les taux de marge sont évalués aux coûts des
facteurs : les rémunérations du travail (coût du
travail, toutes formes de rémunérations et charges
sociales incluses) et du capital (marge brute,
c’est-à-dire excédent brut d’exploitation, y compris
les frais financiers et les impôts directs) sont
exactement complémentaires dans la valeur ajoutée.
Par rapport aux autres travaux déjà réalisés sur ce
thème, l’une des originalités de la présente étude
empirique repose sur le travail méthodologique et
statistique très détaillé déployé pour construire les
indicateurs de taux de marge
[3]. Les analyses
économétriques confirment que cet aspect
statistique, et principalement le mode de correction
de la non-salarisation, influence sensiblement le
diagnostic concernant les évolutions de moyen
terme et les déterminants du taux de marge.
On commence par rappeler les déterminants du taux
de marge (première partie), avant d’en proposer une
analyse empirique pour la France (deuxième partie)
et d’autres pays industrialisés (troisième partie).
Les déterminants du taux de marge
On commence par quelques considérations
générales (première section) avant de préciser les
spécifications retenues dans la suite de l’étude
(deuxième section).
Quelques considérations générales
Le taux de marge d’équilibre est généralement
déterminé en supposant que les entreprises
maximisent leur profit sans coûts d’ajustement. Le
salaire et le volume du capital sont supposés
flexibles dans le long terme, le capital est supposé
être le facteur de production le plus mobile. Sa
rémunération (le coût du capital) peut être
considérée comme exogène et déterminée par
l’extérieur. Cette hypothèse, acceptable pour une
économie de petite ou moyenne dimension, est sans
doute plus critiquable pour les États-Unis.
Si la représentation de la combinaison productive est
une fonction de production à deux facteurs (capital et
travail), on obtient une relation univoque entre le
coût réel du travail et celui du capital (la frontière de
prix des facteurs)
[4]. Parce que le capital est plus
mobile que le travail, le coût du travail est
entièrement déterminé par le coût du capital et la
formalisation du marché du travail n’est pas
nécessaire à la définition du taux de marge de long
terme. Les déterminants du niveau d’équilibre du
taux de marge dépendent alors de l’hypothèse
retenue concernant le degré de substituabilité entre
ces deux facteurs :
- dans le cas d’une élasticité de substitution unitaire, leniveau d’équilibre du taux demargeest constant;
- dans le cas le plus général d’une élasticité de substitution non-unitaire (le cas le plus usuel étant celui d’une fonction deproduction CES), un terme de progrès technique neutre au sens d’Harrod
- c’est-à-dire que son action porte exclusivement sur le niveau du facteur travail) est nécessaire pour assurer la possibilité d’une croissance équilibrée avec une stabilité du taux de marge d’équilibre et une dérive à taux constant du coût relatif des facteurs de production. Le niveau d’équilibre du taux de marge dépend alors du coût du capital. Si l’élasticité de substitution est inférieure (supérieure) à l’unité, le taux de marge d’équilibre est croissant (décroissant) avec le coût du capital.
Outre le coût réel du capital, d’autres déterminants
du taux de marge de long terme peuvent être mis en
évidence selon le cadre théorique et la formalisation
de la fonction de production retenus. On présente ici
les principaux facteurs additionnels rencontrés dans
la littérature
[5] :
- la maximisation du profit dans un cadre de concurrence monopolistique, où les entreprises disposent d’un pouvoir de marché leur permettant de rémunérer les facteurs de production en dessous de leur productivité marginale à l’équilibre (Blanchard et Kiyotaki, 1987), ajoute le taux de mark-up (indicateur du pouvoir de marché des entreprises) comme déterminant du taux de marge de long terme;
- lorsque la combinaison productive incorpore les co nsommations intermédiaires ou, plus particulièrement, l’énergie comme facteur de production, alors la frontière de prix des facteurs relie le coût du capital, le coût du travail et le prix de ce troisième facteur supposé exogène (par exemple parce que le prix de ce troisième facteur est largement influencé par un prix étranger). Le niveau d’équilibre du taux de marge dépend alors de l’hypothèse de substituabilité retenue entre ce troisième facteur et les deux autres. Dans le cas d’une élasticité de substitution unitaire, le prix du troisième facteur n’influence pas le taux de marge d’équilibre. Dans le cas d’une élasticité de substitution non-unitaire avec au moins un des deux autres facteurs, le prix relatif de ce troisième facteur influence le taux de marge d’équilibre. Cette approche est par exemple celle retenue par Prigent (1999) et Bentolila et Saint-Paul (1999) qui introduisent l’énergie dans la fonction de production ;
- dans un cadre analytique où la main-d’œuvre est considérée comme hétérogène, si l’on décompose l’emploi salarié entre travailleurs qualifiés et non-qualifiés et que l’on suppose que le coût des travailleurs non-qualifiés (correspondant par exemple au SMIC réel) est exogène, alors en cas de substituabilité imparfaite entre la main-d’œuvre non-qualifiée et l’un des autres facteurs, ou entre la main-d’œuvre qualifiée et le capital (hypothèse par exemple retenue par Laffargue, 1999), le coût exogène de la main d’œuvre non-qualifiée intervient alors dans la détermination du taux de marge d’équilibre (voir également Bentolila et Saint-Paul, 1999) ;
- dans une approche « Wage Setting - Price Setting » (WS-PS), le coin social, qui correspond à l’ensemble des prélèvements sociaux expliquant l’écart entre le coût du travail payé par l’employeur et le salaire net perçu par le salarié, peut également intervenir dans le mode de détermination de long terme du taux de marge si la taxation du facteur travail est considérée par les travailleurs comme un prélèvement pur plutôt qu’un revenu différé, une prime d’assurance et/ou une contribution visant à financer une offre future de biens publics (Cahuc et Zylberberg, 1996).
Les développements qui précèdent se rapportent à un
long terme théorique dans lequel il est supposé que le
marché du travail et le taux de marge sont dans une
situation d’équilibre. En d’autres termes, tous les
ajustements consécutifs à un éventuel choc exogène
(de prix du capital, de termes de l’échange ou de
productivité par exemple) ont été réalisés. Dans la
réalité économique, de tels ajustements peuvent être
longs et progressifs pour diverses raisons. Les deux
principales sont les suivantes :
- l’ajustement du volume du stock de capital à un éventuel choc (de coût du capital par exemple)est par nature progressif. Si la technologie est putty-clay, et la durée de vie des équipements de dix à quinze ans en moyenne, le délai moyen d’ajustement du capital à un choc peut dépasser cinq ans [6];
- la flexibilité des salaires peut être également très progressive. Aussi par exemple, l’ajustement des salaires à un choc de termes de l’échange ou de productivité peut nécessiter des délais importants et une modification assez longue du taux de chômage d’équilibre (le NAIRU) sur le marché du travail. Cette « résistance salariale » est d’ailleurs souvent l’une des principales raisons évoquées dans les travaux empiriques sur le taux de marge pour expliquer la baisse puis les faibles niveaux des taux de marge consécutifs aux deux chocs pétroliers constatés en France : l’indexation des salaires sur les prix de consommation poussés à la hausse par les chocs pétroliers a conduit une baisse du taux de marge et à une augmentation du NAIRU (Bean, 1989 ; Cotis et Rignols, 1998).
Le long terme de l’économètre, dont les séries
statistiques mobilisées s’étendent en général sur
quelques décennies au mieux, correspond à une
distance temporelle souvent trop courte pour
appréhender pleinement le long terme théorique,
compte tenu de la progressivité de certains
ajustements. Ce long terme économétrique
correspond plutôt à un moyen terme théorique dans
lequel les variables peuvent s’expliquer à la fois par
leurs déterminants théoriques de long terme mais
aussi par les facteurs à l’origine d’ajustements
progressifs
[7]. C’est ainsi que Blanchard (1997) ou
Cotis et Rignols (1998) justifient l’influence des
termes de l’échange parmi les facteurs explicatifs du
long terme statistique du taux de marge, à partir de
modèles n’intégrant pourtant pas les consommations
intermédiaires dans la formalisation explicite de la
combinaison productive.
Compte tenu des inerties évoquées, d’autres
variables peuvent influencer le taux de marge à
moyen terme et peuvent donc prétendre à être
introduites dans les spécifications du long terme
économétrique, sans nécessairement être justifiées
par une formulation théorique du long terme
économique :
- des variables caractérisant un déséquilibre « keynésien » sur le marché du travail (taux de chômage) ou le marché des biens (taux d’utilisation des capacités de production), ou simultanément sur les deux marchés (l’écart de PIB, choix également exploré par Cotis et Rignols, 1998). L’histoire économique des dernières décennies, surtout celle des pays d’Europe continentale, montre en effet que de tels déséquilibres peuvent être persistants. En toute logique, les variables à prendre en compte devraient être plus exactement l’écart entre le taux de chômage ou le taux d’utilisation des capacités de production et leur niveau d’équilibre de long terme [8]. Mais la détermination de ces niveaux d’équilibre est problématique et appelle par exemple pour le taux de chômage une modélisation spécifique de l’équilibre sur le marché du travail que la modélisation réduite du seul taux de marge s’efforce justement de contourner [9]. La prise en compte, telles quelles, des variables de taux de chômage ou de taux d’utilisation des capacités de production suppose implicitement que ces niveaux d’équilibre de ces variables sont constants. Or, il semble généralement admis que ces niveaux de long terme sont tous deux non-constants ;
- des variables influençant la formation du salaire, principalement la productivité et les composantes du coin social. Toutes choses égales par ailleurs, un choc négatif (positif) de productivité ou une hausse (baisse) du coin social doit s’accompagner d’une contraction (augmentation) équivalente du salaire net afin que l’égalité marginale entre rémunération et productivité du capital n’aboutisse pas à une baisse (augmentation) de l’équilibre macro-économique de moyen terme, avec un niveau de chômage plus (moins) élevé. À ce titre, le niveau réel du salaire minimum réglementé (le SMIC pour la France) peut également prétendre à jouer un rôle dans la formation du taux de marge à moyen terme [10].
Sur le court terme, les évolutions de toutes les
différentes variables évoquées peuvent également
prétendre rendre compte de désajustements plus
instantanés entre le taux de marge observé et son
niveau d’équilibre de moyen terme.
Les spécifications retenues
Pour des raisons de disponibilité des données
utilisées, les estimations économétriques réalisées
sur la France (en deuxième partie) sont plus
développées que celles réalisées en comparaison
internationale (en troisième partie). Par exemple, les
données mobilisées sur la France sont trimestrielles
et se rapportent aux seules entreprises non-financières tandis que celles utilisées en
comparaison internationale sont annuelles et
concernent l’ensemble du secteur privé. Nous nous
sommes cependant efforcés de retenir les
spécifications les plus proches pour les différentes
estimations. La construction des données est
détaillée dans les annexes 1 (données trimestrielles
sur les SNF-EI françaises) et 3 (données annuelles
sur le secteur privé pour différents pays) de Baghli et
alii (2003) (écrit BCS (2003) par la suite). Les
conclusions des tests de spécification exposés dans
le tableau A.2.b. de l’annexe (normalité et blancheur
des résidus des ECM, linéarité et stabilité des
modèles), ainsi que la bonne qualité des simulations
dynamiques réalisées au terme des estimations
économétriques, apportent une validation des
spécifications adoptées.
Sur les données détaillées concernant l’économie
française
Sur la France, la relation (1) de long terme
(économétrique) estimée est la suivante
[11].
où :
- « tmcf » correspond au logarithme du taux de marge aux coûts des facteurs. Cinq indicateurs différents sont construits pour la France, qui diffèrent par le mode de correction de la non-salarisation ou par le champ retenu. L’un des indicateurs concerne les seules sociétés non-financières tandis que les autres intègrent également les entreprises individuelles ;
- « TIRL » correspond au taux d’intérêt réel lissé. Plus exactement, le taux nominal retenu est (comme pour Cotis et Rignols, 1998) la demi-somme des taux court (à trois mois) et long (à dix ans). Les résultats obtenus étaient moins satisfaisants en retenant le seul taux long. Le taux réel est calculé en diminuant ce taux nominal du taux de croissance du déflateur de la consommation des ménages. Les résultats étaient moins convaincants en déflatant par les prix de production ou les prix de valeur ajoutée. Enfin, le lissage résulte de la mise en œuvre d’un filtrage Hodrick-Prescott (avec λ = 1600). Un tel lissage permet d’atténuer l’inconvénient d’une prise en compte de l’inflation constatée plutôt qu’anticipée. Cet indicateur est un proxy du coût réel du capital, ce dernier faisant également intervenir l’effet de la dépréciat ion et d u niv eau du p rix de l’investissement. Par ailleurs, compte tenu d’une prime de risque, il minore le taux d’intérêt effectivement connu des entreprises. S’il est constant, cet écart est sans conséquence sur les résultats des estimations. L’effet attendu du coût du capital sur le niveau à moyen terme du taux de marge est positif (α1 0> ) ;
- « pre » est le logarithme du prix relatif de l’énergie. Plus exactement, il s’agit du logarithme du déflateur de la consommation des ménages en produits énergétiques diminué du logarithme du déflateur de la production de l’ensemble des branches. Cet indicateur est corrigé de son évolution tendancielle déterministe et ne conserve donc que sa composante stochastique. Il a été préféré au prix relatif des consommations intermédiaires ou à ceux correspondant plus exactement aux termes de l’échange comme le rapport entre les prix de consommation et les prix de valeur ajoutée, ou le rapport entre les prix d’importations et les prix d’exportations, qui aboutissaient à des résultats économétriquement moins satisfaisants (par exemple à des relations non cointégrées ou à un coefficient de signe aberrant). Pour tout pays importateur d’énergie, l’effet attendu du prix relatif de l’énergie sur le niveau à moyen terme du taux de marge est négatif (α2 0< ) ;
- « tu » est le logarithme du taux d’utilisation des capacités de production dans l’industrie. L’effet attendu du taux d’utilisation sur le niveau à moyen terme du taux de marge est positif (α3 0> ).
Les estimations ajoutant le taux de chômage (autre
variable traduisant un déséquilibre keynésien) à la
liste des variables explicatives du taux de marge
n’ont pas abouti à des résultats satisfaisants : le
coefficient de cette variable était non-significatif ou
la relation estimée n’était plus cointégrée. Ces
mauvais résultats s’expliquent sans doute en bonne
partie par le fait que la variable pertinente à prendre
en compte serait l’écart entre le taux de chômage
observé et son niveau d’équilibre
[12]. Aussi, cette
variable a finalement été écartée des spécifications
retenues. De plus, au lieu du taux de chômage (ou de
son écart à son niveau de long terme), il peut sembler
plus opportun d’insérer une mesure de l’écart de PIB
(qui correspondrait plus au déséquilibre keynésien).
Cependant, son caractère stationnaire sur la période
(pour la France notamment) et la multiplicité des
évaluations possibles (par des approches statistiques
uni- ou multi-variées ou par des approches
structurelles…), ainsi que l’apparition d’un sérieux
problème d’identification (avec le TU), nous ont
conduit à renoncer à une telle démarche.
Nous avons également envisagé d’introduire dans la
relation de long termepour laFrance alternativement
le SMIC horaire réel ou le coin social (dont la
construction est détaillée en annexe 2 de BCS, 2003).
En raison des résultats obtenus (absence de
cointégration et coefficients non significatifs et de
signe contre-intuitif pour le coût réel du capital et le
SMIC réel), la prise en compte d’une mesure
d’hétérogénéité de la main-d’œuvre (et/ou d’une
inertie dans l’ajustement des salaires) n’a pas été
retenue. De même, l’indicateur de taxation sur le
facteur travail a conduit à des résultats d’estimation
peu convaincants (non significativité des paramètres
du coût du capital et des termes de l’échange) et
incompatibles avec la théorie économique
(négativité et positivité du paramètre associé
respectivement au coût du capital et au coin social).
Ainsi, les influences de chacune de ces deux
variables sur les mouvements du taux de marge ont
été écartées.
L’ajustement dynamique du taux de marge à son
niveau d’équilibre est représenté par un modèle à
correction d’erreur correspondant à la relation de
court terme (2), dans laquelle diverses variables
additionnelles ont une influence transitoire sur le
taux de marge. Cette relation est la suivante :
Les variables statistiquement retenues dans cette
relation (2) pour expliquer la dynamique (ici la
croissance) du taux de marge sont :
- la croissance retardée du taux de marge « ∆tmcf » −1 qui introduit un effet d’inertie ou de correction. L’effet attendu sur le niveau de moyen terme du taux de marge est positif dans le premier cas, négatif dans le second, mais toujours inférieur à 100 % (− < <1 1 1 β ) ;
- le terme de rappel «ec » qui corrige en partie −1 l’écart à la cible constaté le trimestre précédent. L’effet attendu est négatif et supérieur à -100 % (− < <1 0 2 β ) ;
- la croissance du prix relatif de l’énergie « ∆pre », dont l’influence attendue sur la dynamique de court terme du taux de marge est négative ( β 0< ), qui 3 traduit l’impact immédiat d’une indexation rapide des salaires sur l’inflation des prix à la consommation qui sont sensibles au prix de l’énergie ;
- la croissance de laproductivité du travail « ∆prod », dont l’influence attendue est positive ( )β 0>, qui 4 traduit le retard d’indexation des salaires sur la productivité ;
- la variation du coin social « CS », qui traduit le fait que les salariés ne considèrent pas immédiatement les modifications des prélèvements sociaux comme une même modification différée de revenu. Si les salariés ne considèrent en rien ces prélèvements comme un revenu différé, pour un taux de marge d’environ un tiers, le coefficient de cette variable de coin social est égal à -3 environ. Si au contraire ils considèrent totalement ces prélèvements comme un revenu différé, ce coefficient est nul. La valeur attendue du coefficient de la variable de coin social est donc comprise entre ces deux valeurs extrêmes (− < <3 0 5 β ) ;
- l’accélération du taux d’utilisation des capacités de production « ∆2 tu », dont l’influence attendue est positive ( )β 0>. Sont donc pris en compte 6 uniquement les effets liés aux rigidités de l’appareil de production (phénomènes d’inerties dans l’ajustement des capacités productives notamment dans l’industrie). La simple croissance du taux d’utilisation « ∆tu » ne ressort pas significativement à l’estimation ;
- la croissance «âˆ†tcho » et l’accélération −1 « ∆2 tcho » du taux de chômage, dont l’influence −1 globale doit être positive, une hausse du taux de chômage réduisant le pouvoir de négociation des salariés (β β 7 8 0+ > ) ;
- les hausses de pouvoir d’achat du SMIC « ∆smicr », dont l’influence attendue est négative sur le taux de marge par l’effet direct de la hausse du coût des salariés au SMIC et aussi par l’effet d’entraînement éventuel sur l’échelle des salaires (β9 0< ).
La spécification de cette relation (2) est pragmatique
et résulte d’un travail économétrique assez large. À
partir d’un modèle plus général, de nombreuses
autres spécifications de cette relation (2) de court
terme ont été estimées : dissociation en variables
explicatives spécifiques des variations des trois
composantes du coin social (CSG + CRDS,
cotisations sociales salariées et cotisations sociales
patronales), des variations des composantes se
retranchant (CSG + CRDS + cotisations sociales
salariées) ou s’ajoutant au salaire brut (cotisations
sociales patronales) ; hausse du pouvoir d’achat du
SMIC mesurée en déflatant ce dernier par les prix de
valeur ajoutée ou de production plutôt que par les
prix de consommation ; composante coup de pouce
réel sur le SMIC plutôt que variation du pouvoir
d’achat du SMIC ; ajout à la liste des variables
explicatives des variations du coût du capital ou des
variations du pouvoir d’achat des salaires (par tête ou
horaire) mesurées en déflatant le salaire par les prix
de consommation, de valeur ajoutée ou de
production… Ces tentatives ont abouti à des résultats
d’estimations économétriques aberrants (effet de
signe contraire de celui attendu) ou non significatifs
et n’ont en conséquence pas été retenues.
Sur les données permettant une comparaison
internationale
Les données utilisées pour la comparaison
internationale ne permettent pas d’approfondir la
question de la correction de la non-salarisation via la
construction de différents indicateurs (cf. encadré).
Pour autant, la correction réalisée influence non
seulement le niveau des indicateurs mais aussi leurs
évolutions de moyen terme, du fait de la salarisation
croissante de la main-d’œuvre
[13]. Aussi, comme les
taux de marge construits pour la comparaison
internationale dépendent par construction du poids
de la non-salarisation, les spécifications retenues
ap profond issen t cet aspect en intégrant
explicitement dans la liste des variables expliquant
le taux de marge le (logarithme du) rapport entre le
nombre de non-salariés et celui des salariés
[14]. Pour
autant, l’hypothèse d’un écart constant sur les trois
décennies 1970-2000, implicite aux estimations
réalisées sur cette période, est sans doute forte, ne
serait-ce que via des effets de structure : la part de
chacune des différentes activités se modifie et l’écart
entre le coût salarial moyen et l’équivalent salarial
des non-salariés n’a pas de raison d’être le même
dans les différentes activités à fort recours aux
emplois non salariés, comme l’agriculture et les
commerces par exemple.
La relation de long terme (économétrique) estimée
est la suivante :
où :
- « tmcf », « TIRL », « pre » et « tu » ont la même signification que dans la relation (1). Dans un souci de cohérence, leur mesure est identique ;
- « ns – n » correspond au logarithme du rapport entre les effectifs de non-salariés et les effectifs de salariés.
Compte tenu de disponibilités statistiques et d’un
nombre d’observations plus réduits, la relation de
court terme estimée sur données annuelles pour
chaque pays diffère de la relation estimée pour la
France sur données trimestrielles : seules ont été
retenues dans la dynamique de court terme (outre le
terme de correction d’erreur) les différences
premières des variables intervenant dans la cible de
long terme, l’évolution retardée du taux de marge et
l’évolution de la productivité apparente du travail et
du taux de chômage.
La relation (4) decourt termeretenue est la suivante :
Les variables intervenant dans cette relation (4) ont
la même signification que celles intervenant dans la
relation (2). La relation retenue pour chaque pays est
une forme simplifiée de cette relation (4), certaines
variables statistiquement pertinentes pour un pays ne
l’étant pas nécessairement pour les autres. Ici
encore, le choix de spécification retenu pour chaque
pays est pragmatique et résulte d’un travail
économétrique assez large. Ont été écartées pour
chaque pays les variables explicatives de la
dynamique de court terme aboutissant à des résultats
aberrants (effet de signe contraire de celui attendu)
ou non significatifs.
Analyse empirique sur les données françaises détaillées
Cinq indicateurs de taux de marge des sociétés
non-financières françaises ont été construits. Quatre
d’entre eux (SNF-EI1 à SNF-EI4) comprennent les
entreprises individuelles et se distinguent par leur
convention de correction de la non-salarisation. Ces
conventions de calcul sont explicitées dans l’encadré
1 (et détaillées dans l’Annexe 1 de BCS, 2003).
On commence par rappeler les évolutions de moyen
terme des différents indicateurs élaborés (première
section) pour présenter ensuite les principaux
résultats des estimations des déterminants à
moyen-long terme du taux de marge (deuxième
section) et la lecture qu’ils permettent des évolutions
longues de ces taux (troisième section), puis les
principaux résultats des estimations de l’ajustement
de court terme (quatrième section).
Rappel descriptif [15]
Les évolutions des cinq indicateurs connaissent des
grandes phases relativement proches
(cf. graphique 1) bien connues
[16] :
- stabilité de moyen terme du taux de marge sur la décennie 1960 ;
- au début des années 1970, hausse du taux de marge (pour les indicateurs SNF-EI1 et SNF-EI2) ou prolongement de la stabilité de moyen terme (pour SNF-EI4) selon les indicateurs ;
- baisse du taux de marge au moment du premier choc pétrolier, puis relative stabilité avant une nouvelle baisse au moment du second chocpétrolier;
- augmentation continue et rapide du taux de marge sur presque une décennie jusqu’à la fin des années 1980 ;
- d urant la décennie 19 90, pou rsuite de l’augmentation de moyen terme (pour les indicateurs SNF-EI1 à SNF-EI4) ou relative stabilité (pour l’indicateur SNF) du taux de marge, les niveaux atteints en 2000 étant identiques (pour les indicateurs SNF-EI3 et SNF) ou légèrement supérieurs (pour les indicateurs SNF-EI1, SNF-EI2 et SNF-EI4) à ceux d’avant le premier choc pétrolier.
L’écart entre le niveau des indicateurs de taux de
marge atteint en 2000 et le niveau de 1970 est ainsi
négligeable pour les indicateurs SNF (-0,4 point) et
SNF-EI3 (0,2 point). Il est de l’ordre de 3 points pour
les trois autres indicateurs. Compte tenu du fait que
les différences entre ces indicateurs (surtout pour
SNF-EI1 à SNF-EI4, l’indicateur SNF intégrant
aussi une différence de champ) tiennent à des choix
conventionnels et fragiles de correction de la
non-salarisation qui influencent non seulement le
niveau moyen des indicateurs du taux de marge mais
aussi leur évolution sur ces trois décennies, on peut
considérer que les niveaux atteints en 2000 sont
comparables à ceux de 1970.
Graphique 1
taux de marge des entreprises
non-financières françaises, aux coûts des facteurs 
calcul des auteurs à partir des données de la
comptabilité nationale (cf. encadré et annexe 1 de BCS, 2003).
Encadré : les notations
Toutes les variables sont construites en base 1995, avec
pour certaines une rétropolation nécessaire. Les annexes 1
et 3 de BCS (2003) détaillent cette construction.
TMCF : taux de marge aux coûts des facteurs calculé en
rapportant l’excédent brut d’exploitation (EBE) au coûts
des facteurs à la valeur ajoutée (VA) aux coûts des facteurs.
Dans cette approche, l’EBE est l’exact complément du coût
du travail dans la VA. Sauf pour l’indicateur SNF-EI4, les
impôts sur salaires sont considérés comme une composante
du coût du travail.
– Sur les données françaises trimestrielles, le taux de marge
est cal cul é su r le seul ch amp de s ent reprise s
non-financières. Cinq évaluations sont proposées. Quatre
(notées SNF-EI) concernent les sociétés non-financières et
les entreprises individuelles, la cinquième (notée SNF) les
seules sociétés non-financières. Les trois premières
évaluations concernant les sociétés non-financières et les
entreprises individuelles se distinguent par une correction
différente de la non-salarisation. L’indicateur SNF-EI1
affecte à chaque non-salarié un coût salarial fictif égal au
coût salarial moyen des salariés des SNF-EI. L’indicateur
SNF-EI2 affecte à chaque non-salarié un coût salarial fictif
égal au coût salarial des salariés des SNF-EI hors tous
allégements de charges sociales dont peuvent bénéficier les
salariés. L’indicateur SNF-EI3 affecte à chaque non-salarié
un coût salarial fictif égal au coût salarial moyen des salariés
des EI. L’indicateur SNF-EI4 repose sur un autre calcul de
la VA et donc de l’EBE aux coûts des facteurs. Par rapport
aux précédents indicateurs, il y est supposé que les impôts
sur salaires ne sont pas un élément de rémunération du
travail et ne sont donc pas inclus dans la VA aux coûts des
facteurs. La correction de la non-salarisation y est réalisée
selon le même principe que pour l’indicateur SNF-EI1.
Enfin, l’indicateur SNF concerne les seules sociétés
non-financières (et n’inclut pas les EI). Compte tenu de la
faible présence des non-salariés dans les SNF, aucune
correction de la non-salarisation n’y est effectuée.
– Sur les données internationales annuelles, le taux de
marge est calculé de façon homogène sur l’ensemble du
champ du secteur privé. Pour l’Allemagne, deux séries sont
construites à partir de 1990, selon que l’on considère ou non
l’évolution du passif de la Treuhandanstalt comme une
subvention aux entreprises. Ces deux séries sont identiques
à partir de 1995. Pour tous les pays, la correction de
non-salarisation repose sur le même principe que pour
l’indicateur SNF-EI1 présenté ci-dessus.
Les données de base du calcul de ces indicateurs viennent
des comptes nationaux. Le calcul des indicateurs est détaillé
dans les Annexes 1 et 3 de BCS (2003) et leur contenu
économique est également commenté dans Cette et Sylvain
(2001).
pre : Logarithme du prix relatif de l’énergie corrigé de sa
tendance déterministe. Plus exactement, il s’agit du
logarithme du déflateur de la consommation des ménages en
produits énergétiques diminué du déflateur de la production
de l’ensemble des branches, cet indicateur étant corrigé de
son évolution tendancielle. Les données de base du calcul de
cet indicateur viennent des comptes nationaux. Cet
indicateur a été préféré au prix relatif des consommations
intermédiaires ou à une mesure plus exacte des termes de
l’échange pour des raisons expliquées dans le texte.
TIRL : taux d’intérêt réel lissé. Plus exactement,
demi-somme des taux courts (à trois mois) et longs (à dix
ans) moins le taux de croissance du déflateur de la
consommation des ménages. Cet indicateur est lissé par la
mise en œuvre d’un filtrage Hodrick-Prescott (avec λ =
1600 sur données trimestrielles, 7 sur données annuelles).
Les données de base du calcul de cet indicateur viennent
des comptes nationaux ou des Perspectives Economiques
de l’OCDE pour la comparaison internationale.
SMICR : SMIC réel, calculé en divisant le SMIC nominal
par le déflateur de la consommation des ménages. Les
données de base du calcul de cet indicateur viennent des
comptes nationaux et du Ministère de l’Emploi.
TU : taux d’utilisation des capacités de production dans
l’industrie. Source : Enquête Mensuelle de Conjoncture de
la Banque de France; sources diverses pour les autres pays
(cf. annexe 1 de BCS, 2003).
TCHO : taux de chômage. Source : comptes nationaux ou
Perspectives Economiques de l’OCDE pour les autres
pays.
N et NS : effectifs respectivement salariés et non-salariés.
Source : comptes nationaux.
PROD : productivité du travail, calculée en rapportant le
volume de la valeur ajoutée aux coûts des facteurs aux
effectifs (salariés et non-salariés). Les données de base du
calcul de cet indicateur viennent des comptes nationaux.
CS : coin social exprimé en points de salaire brut. Pour les
données françaises trimestrielles, il s’agit de la somme des
cotisations sociales employeurs, salariées et de la partie de
la CSG et de la CRDS s’appliquant sur l’assiette salariale
divisée par les salaires bruts versés. Pour les données
internationales annuelles, il s’agit de la somme des
cotisations sociales employeurs et salariées divisée par les
salaires bruts versés. Les données de base du calcul de cet
indicateur viennent des comptes nationaux, à l’exception
de la partie de la CSG et de la CRDS s’appliquant sur
l’assiette salariale calculée par Franck Sédillot (que nous
tenons à remercier) sur la base des données de comptes
nationaux.
ec : ecart (en logarithme) entre la cible du taux de marge et
son niveau observé.
αi (i : 1 à 4) : Coefficients des variables explicatives dans
les relations (1) et (3) spécifiant le niveau de long terme du
taux de marge.
βi (i : 1 à 11) : Coefficients des variables explicatives dans
les relations (2) et (4) spécifiant la dynamique de court
terme du taux de marge.
– Les noms des variables en minuscules correspondant à
leur logarithme.
– « ∆ » devant une variable désigne son évolution d’une
période sur l’autre, « ∆2 » que cette différentiation est
opérée une seconde fois.
– « -1 » en indice d’une variable indique qu’il s’agit de sa
valeur retardée d’une période.
Tableau 1
résultats d’estimation de la relation (1) de long terme sur les sociétés non-financières françaises
Les déterminants de moyen-long terme du taux de
marge
L’analyse économétrique est réalisée sur données
trimestrielles et sur la période 1970-2000 (soit 124
observations). L’ordre d’intégration des diverses
variables intervenant dans la relation (1) de long
terme estimée est unitaire. Les coefficients résultant
de l’estimation de la relation (1) sont résumés dans le
tableau 1 ci-dessous, les étapes et résultats
d’estimation étant détaillés en annexe 2 de BCS
(2003).
Pour les cinq indicateurs de taux de marge, la relation
est cointégrée et les coefficients ont le signe
attendu : le taux de marge est croissant avec le coût
réel du capital (taux d’intérêt réel « TIRL ») et les
tensions sur le marché des biens (le taux d’utilisation
des capacités de production « tu »), décroissant avec
le prix relatif de l’énergie (« pre »). L’influence sur le
taux de marge de chacun des trois déterminants de
long terme est proche et relativement importante sur
les trois indicateurs SNF-EI1, SNF-EI2 et SNF-EI4.
Elle est plus réduite pour les indicateurs SNF-EI3 et
SNF. Compte tenu du fait que la relation est estimée
sur le logarithme des taux de marge et que les niveaux
des indicateurs SNF-EI3 et SNF sont toujours
sensiblement supérieurs à ceux des trois autres
indicateurs, ces écarts n’aboutissent à un impact, en
poin ts, réellement différent d’une même
modification des déterminants que pour le coût réels
du capital.
Plus précisément, ces résultats d’estimation
signifient qu’en 2000 (compte tenu des niveaux alors
atteints par les taux de marge) :
- un point d’augmentation des taux d’intérêt réels aboutit à moyen terme à une augmentation du taux de marge d’environ 0,8 point pour les indicateurs SNF-EI1, SNF-EI2 et SNF-EI4, et d’environ 0,4 point pour les indicateurs SNF-EI3 et SNF ;
- une augmentation de 1 % du prix relatif de l’énergie aboutit à moyen terme à une baisse du taux de marge d’environ 0,1 point pour tous les indicateurs ;
- une augmentation de 1 point du taux d’utilisation des capacités de production aboutit à moyen terme à une augmentation d’environ 0,2 point du taux de marge pour tous les indicateurs.
Ces résultats d’estimation ne sont pas directement
comparables à ceux de Cotis et Rignols (1998) dont
les spécifications et le champ couvert sont différents.
Ils sont par contre assez cohérents avec ceux de la
relation de long terme estimée par Prigent (1999).
Lecture des évolutions de moyen terme du taux de
marge
Les résultats des estimations de la relation (1)
aboutissent à la décomposition donnée dans le
tableau 2 des grandes phases d’évolution des cinq
indicateurs de taux de marge. Les déterminants de
ces grandes phases sont proches pour les cinq
indicateurs. L’ampleur de l’influence des différents
déterminants sur les différentes sous-périodes est,
par ordre décroissant, le prix réel de l’énergie, le coût
réel du capital et les tensions sur l’outil de
production. La lecture des évolutions par
sous-périodes de la cible de moyen terme du taux de
marge à laquelle conduisent les résultats
d’estimation est la suivante :
- la relative stabilité de la cible de moyen terme du taux de marge sur la courte sous-période 1970-1973 précédant le premier choc pétrolier résulte globalement du fait que l’impact à la hausse de l’augmentation du coût réel du capital et de plus fortes tensions sur l’outil de production est contrebalancé par l’impact à la baisse de l’augmentation du prix réel de l’énergie ;
- sur la sous-période 1974-1981 des deux chocs pétroliers, la forte baisse de la cible de moyen terme du taux de marg e est liée à l’impact de l’augmentation du prix réel de l’énergie et, à un moindre titre, de la baisse des tensions sur l’outil de production. Ces influences sont faiblement contrebalancées par l’impact de l’augmentation du coût réel du capital ;
- sur la sous-période 1982-1989, la cible de moyen terme du taux de marge connaît une forte hausse équivalente par son ampleur à la baisse de la sous-période antérieure. Celle-ci résulte de l’impact conjoint de la baisse du prix réel de l’énergie, de la hausse du coût réel du capital et d’une augmentation des tensions sur l’outil de production ;
- sur la dernière sous-période 1990-2000, la relative stabilité du taux de marge résulte globalement du fait que l’impact à la baisse de la diminution du coût réel du capital et de moindres tensions sur l’outil de production sont contrebalancées par l’impact de la baisse du prix réel de l’énergie [17].
Tableau 2
décomposition des grandes phases d’évolution à moyen terme des cinq indicateurs de taux de marge des sociétés françaises (en points)
Évaluations des auteurs, à partir des résultats d’estimations fournis dans le tableau 1.
Les déterminants de la dynamique de court terme
du taux de marge
La relation estimée pour rendre compte de la
dynamique de court terme du taux de marge est la
relation (2). Les coefficients résultant de
l’estimation de cette relation (2) sont résumés dans le
tableau 3 ci-dessous. Les étapes et résultats
d’estimation sont détaillés en annexe 2 de BCS
(2003).
Tableau 3
résultats d’estimation de la relation (2) sur les sociétés non-financières françaises
Le signe et l’ordre de grandeur des coefficients des
variables explicatives sont conformes à ce qui était
attendu. Par ailleurs, leur niveau est cohérent d’un
indicateur à l’autre, les écarts des coefficients
correspondant souvent aux écarts de niveau des
différents taux de marge. Il ressort de ces estimations
que le délai moyen d’ajustement du taux de marge à
sa cible de moyen terme est assez rapide : 6 à 10
trimestres environ
[18]. Les principaux enseignements
supplémentaires sont les suivants :
- à l’effet de moyen terme sur le taux de marge d’une variation du prix relatif de l’énergie s’ajoute un effet de court terme assez sensible, lié à l’indexation rapide des salaires sur les prix de consommation influencés par les prix de l’énergie : une hausse (baisse) de 1 % du prix de l’énergie abaisse (élève) transitoirement le taux de marge d’un peu moins de 0,1 point ;
- les variations de la productivité apparente du travail ont, du fait d’une indexation retardée des salaires sur la productivité, un impact très important sur le taux de marge : une augmentation (baisse) de 1 % d e la pro ductivité du travail indu it transitoirement une augmentation (baisse) du taux de marge d’environ 0,7 point ;
- les modifications du coin social ont un impact transitoire dont l’ampleur est faible sur le taux de marge : un point d’augmentation (de baisse) du coin social entraîne une baisse (hausse) transitoire du taux de marge d’environ 0,03 point. Ce résultat suggère que la plus grande part des variations du coin social serait immédiatement considérée comme une même variation de revenu différé. Il est cependant fragile et peut aussi s’expliquer par une simultanéité entre les variations du coin social et celles du taux de chômage. En d’autres termes, une part de l’effet des variations du coin social sur le taux de marge serait captée par les variations du taux de chômage ;
- à l’effet de moyen terme sur le taux de marge d’une variation des tensions sur l’outil de production s’ajoute un effet de court terme assez important des accélérations de ces mêmes tensions : une accélération (ralentissement) de 1 point du taux d’utilisation des capacités de production élève (abaisse) transitoirement le taux de marge d’un peu moins de 0,1 point ;
- les variations du taux de chômage ont (par leur influence sur le pouvoir de négociation salariale des salariés) un impact transitoire important sur le taux de marge : en 2000, une hausse (baisse) de un point du taux de chômage élève (abaisse) transitoirement, un trimestre plus tard, le taux de marge d’environ 0,3 point ;
- les variations du pouvoir d’achat du SMIC, par leur effet direct et indirect (via leur report sur l’échelle salariale) influencent également la dynamique de court terme du taux de marge de façon assez sensible : une hausse (baisse) de 1 % du pouvoir d’achat du SMIC abaisse (élève) transitoirement le taux de marge d’environ 0,04 point ;
- sur la période 1992-2000, le niveau effectif des taux de marge apparaît supérieur à sa valeur simulée pour les indicateurs SNF-EI1, SNF-EI2 et SNF-EI4, alors qu’il la rejoint pour les indicateurs SNF-EI3 et SNF (cf. annexe 2 de BCS, 2003). Ce résultat suggère que la correction de la non-salarisation effectuée dans la construction des trois premiers indicateurs serait trop forte au moins sur cette période : l’équivalent salarial des non-salariés serait inférieur au coût salarial moyen des salariés des SNF-EI. La correction est plus faible pour l’indicateur SNF-EI3 (cf. encadré et annexe 1 de BCS, 2003), qui suppose que l’équivalent salarial des non-salariés est le coût salarial moyen des salariés des EI, sensiblement inférieur au coût salarial moyen des salariés des SNF. En l’absence de non-salariés, cette correction n’est pas faite pour l’indicateur SNF.
Analyse empirique pour quelques grands pays industrialisés
La comparaison porte sur la France, l’Allemagne, les
États-Unis, le Japon et le Royaume-Uni. Comme
précédemment, l’indicateur de taux de marge
construit sur chacun de ces pays est au coût des
facteurs. En revanche, il se rapporte à l’ensemble du
secteur privé. Les conventions de calcul de
l’indicateur sont explicitées dans l’encadré et
détaillées dans l’annexe 3 de BCS (2003). Pour la
France, les légères différences de niveau et
d’év olution du taux de marge avec ceux
précédemment commentés tiennent à deux causes :
(i) une différence de champ (ici le secteur privé,
auparavant les SNF ou SNF-EI), (ii) un traitement
homogène entre les différents pays qui est moins
approfondi pour la France. Pour l’Allemagne, deux
séries sont construites à partir de 1990, selon que l’on
considère ou non l’évolution du passif de la
Treuhandanstalt
[19] comme une subvention aux
entreprises. Ces deux séries sont identiques à partir
de 1995.
Compte tenu de différences de niveau et d’évolution
du poids des non-salariés (cf. tableau 4), la correction
de la non-salarisation a un impact très différent sur le
calcul du taux de marge selon les pays. Pour le Japon,
la correction de la non-salarisation a beaucoup plus
d’impact que dans les autres pays. À l’inverse, cette
correction a un faible impact sur le niveau et un
impact négligeable sur l’évolution du taux de marge
pour les États-Unis. Dans le cas du Royaume-Uni,
l’impact de cette correction sur l’évolution du taux
de marge est de sens inverse à celui des autres pays en
raison d’une augmentation de l’importance relative
des non-salariés.
Tableau 4
importance relative des effectifs non-salariés par rapport aux effectifs salariés (en %).
Comptes nationaux.
On commence par rappeler les évolutions du taux de
marge sur les cinq pays ici considérés (première
section) pour présenter ensuite les principaux
résultats des estimations de ses déterminants à
moyen-long terme (deuxième section) et la lecture
qu’ils permettent des évolutions longues de ce taux
dans chaque pays (troisième section), avant
d’aborder enfin la question des déterminants de la
dynamique de court terme du taux de marge
(quatrième section).
Rappel descriptif [20]
Les principaux enseignements de cette comparaison
sont également bien connus
[21] (cf. graphique 2) :
- les évolutions longues du taux de marge connaissent des séquences assez semblables en France, en Allemagne et au Japon : baisse assez marquée au moment des chocs pétroliers suivie d’un rétablissement progressif jusqu’à la fin des années 1980 et d’une relative stabilité ensuite ;
- les chocs pétroliers ne semblent en revanche pas avoir eu d’effet prolongé aux États-Unis et au Royaume-Uni ;
- l’observation des taux de marge sur les années récentes amène à distinguer deux groupes de pays : les États-Unis, la France et l’Allemagne, où le taux de marge serait relativement élevé, et le Royaume-Uni et le Japon où il serait plus faible. Signalons que la comparaison des niveaux du taux de marge en fin de période avec celui d’avant le premier choc pétrolier est sensible à la convention comptable retenue pour corriger le calcul de la non-salarisation
- tout particulièrement dans les pays ou l’importance relative des non-salariés s’est fortement modifiée).
On verra d’ailleurs plus loin qu’en France,
l’indicateur corrigé de la d érive de la
non-salarisation aboutit à un taux de marge stable
depuis la fin des années 1980 et dont le niveau récent
n’est pas différent de celui de l’avant-premier choc
pétrolier.
Rappelons par ailleurs que la plus grande flexibilité
du taux de marge observée au Royaume-Uni au
moment des chocs pétroliers est en partie
trompeuse : hors secteur énergétique, le taux de
marge des entreprises connaît dans ce pays une
évolution assez proche de celle observée en France.
Aux États-Unis en revanche, le taux de marge hors
secteur énergétique semble peu affecté par les chocs
pétroliers
[22]. Les chocs pétroliers (surtout le second)
s’y sont donc en partie traduits par des transferts des
entreprises hors secteur énergie vers les entreprises
du secteur énergétique, l’impact global étant
atténué. Cet effet de transfert serait beaucoup plus
réduit aux États-Unis.
Graphique 2
taux de marge des entreprises du
secteur privé (y compris EI); aux coûts des facteurs,
corrigé de la non-salarisation (en %) 
calculs des auteurs à partir des comptes nationaux.
Les déterminants de moyen-long terme du taux de
marge
L’analyse économétrique est réalisée sur données
annuelles et sur la période 1970-2000. Concernant le
Japon, pour des raisons de disponibilité des données,
l’analyse économétrique est réduite à la période
1978-2000. Compte tenu de la faible taille des
échantillons à notre disposition (31 observations, 23
pour le Japon), les conclusions des tests standard de
stationnarité et de cointégration sont moins robustes
que celles obtenues avec des échantillons plus
importants comme ceux précédemment mis en
œuvre sur la France. Le détail de ces tests et des
estimations est fourni en Annexe 4 de BCS (2003).
L’ordre d’intégration de l’indicateur de taux de
marge est unitaire pour la France, l’Allemagne
[23] et
le Japon. Il est égal à zéro pour les États-Unis et le
Royaume-Uni, le taux de marge étant stationnaire en
niveau pour le Royaume-Uni et autour d’une
tendance déterministe (de pente assez faible) aux
États-Unis. On retrouve ici l’opposition proposée
par Blanchard (1997) entre les pays anglo-saxons et
les pays du continent européen. Dans les premiers,
les fluctuations du taux de marge seraient d’une
ampleur réduite car les chocs y auraient été
eux-mêmes d’une ampleur relativement réduite (cf.
supra) et que certaines flexibilités (salariales par
exemple) y seraient plus grandes. Dans les seconds,
les fluctuations du taux de marge seraient d’une
ampleur et d’une étendue importante pour les raisons
inverses.
Concernant l’amplitude des chocs, il convient de
rappeler que le second choc pétrolier a également été
un choc dollar pour les autres pays que les
États-Unis
[24]. De plus, aux États-Unis et surtout au
Royaume-Uni, en raison de la stationnarité du taux
de marge, les estimations économétriques réalisées
ne reposent pas sur un modèle à correction d’erreur
mais sur une relation exprimant la différence
première du logarithme du taux de marge en fonction
de variables stationnaires. En revanche, pour la
France, l’Allemagne et le Japon, le taux de marge est
modélisé à partir d’un modèle à correction d’erreurs
estimé en deux étapes.
Pour la France, l’Allemagne et le Japon, les tests
réalisés sur les résultats d’estimations rejettent
toujours l’hypothèse d’une relation cointégrée.
Néanmoins, parce qu’un tel résultat pourrait
s’expliquer par la dimension réduite des échantillons
mobilisés, qu’il semble fréquent sur données
annuelles (Prigent, 1999), et qu’une relation de
cointégration a été mise en évidence dans le cas de la
France sur données trimestrielles
[25], on a supposé
l’existence d’une relation cointégrée. Les
coefficients résultant de l’estimation de la relation
(3) de long terme sont résumés dans le tableau 5.
Les coefficients ont tous le signe attendu,
correspondant à une influence sur le taux de marge
positive pour le coût réel du capital (taux d’intérêt
réel « TIRL »), les tensions sur le marché des biens
(taux d’utilisation des capacités de production
« tu »), et négative pour le prix relatif de l’énergie
(« pre ») et l’importance des effectifs non-salariés
(rapport entre effectifs non-salariés et effectifs
salariés « ns – n »).
Compte tenu des écarts de niveau du taux de marge
dans les différents pays et à l’exception du prix relatif
de l’énergie, ces résultats d’estimation conduisent à
des effets relativement proches d’une même
modification des différents déterminants du taux de
marge d’équilibre pour l’année 2000 (tableau 6).
Cela signifierait que les inerties dans les ajustements
à l’un de ces chocs, si elles peuvent avoir des origines
diverses dans ces trois différents pays, y ont
finalement un impact semblable sur le niveau du taux
de marge à moyen terme. Les variations du prix
relatif de l’énergie auraient un impact plus
importants sur le taux de marge en France qu’en
Allemagne et au Japon. Concernant la variable « ns –
n » caractérisant l’importance relative des effectifs
non-salariés, l’impact sur le taux de marge traduit
que l’hypothèse retenue pour effectuer la correction
de la non-salarisation est sans doute trop forte (à
supposer que le taux de marge d’équilibre soit le
même dans les SNF et les EI) : le coefficient négatif
de cette variable indique que l’équivalent salarial des
non-salariés serait inférieur au coût salarial moyen
des salariés. On constate également que, pour la
France, ces résultats sont (hors la variable « ns – n »
absente des estimations précédemment réalisées)
très proches de ceux obtenus précédemment sur des
données plus détaillées.
Tableau 5
résultats d’estimation de la relation (3) de long terme sur l’ensemble du secteur privé
Au regard de ces résultats, il semble possible de tirer
les enseignements suivants :
- le taux de marge des entreprises du secteur marchand serait stationnaire en niveau au Royaume-Uni et autour d’un trend déterministe aux Etats-Unis. Les chocs de taux d’intérêt réel, prix de l’énergie, et les tensions sur l’outil de production n’auraient pas d’impact durable sur le taux de marge, ce qui pourrait témoigner également de fortes flexibilités sur les marchés des biens et du travail [26];
- en France, en Allemagne et au Japon, les chocs de taux d’intérêt réel et de prix de l’énergie ainsi que le niveau des tensions sur l’appareil productif ont un impact sur le niveau du taux de marge d’équilibre ;
- enfin, dans les mêmes trois pays, l’impact de l’évolution de la non-salarisation sur le taux de marge influence significativement les évolutions du taux de marge. A cet égard, il est montré dans l’annexe 4 de BCS (2003) qu’en France, le taux de marge corrigé de la dérive de l’importance relative des non-salariés [27] est stable depuis la fin de la décennie 1980 à un niveau identique à celui d’avant le premier choc pétrolier. Ce résultat confirme que le constat d’un taux de marge apparent croissant sur la décennie 1990 et atteignant récemment un niveau supérieur à celui d’avant le premier choc pétrolier peut être un effet de la convention comptable sans doute excessive consistant à attribuer aux non-salariés un coût salarial fictif égal au coût salarial moyen des salariés.
Lecture des évolutions de moyen terme du taux de
marge
Les résultats des estimations de la relation (3) de long
terme aboutissent à la décomposition présentée dans
le tableau 7 des grandes phases d’évolution du taux
de marge dans les différents pays. La décomposition
n’est pas proposée pour les États-Unis et le
Royaume-Uni, car le taux de marge y est
stationnaire, ce qui a exclu l’estimation d’une
relation de long terme. Rappelons également que,
pour le Japon, la décomposition proposée dans le
tableau 7 ne concerne que la période 1978-2000.
Dans les trois pays (France, Allemagne et Japon), le
niveau du taux de marge d’équilibre plus élevé en fin
de période (2000) qu’au début (1970 ou 1978 pour le
Japon) s’explique par la baisse de l’importance
relative des effectifs de non-salariés (cf. tableau 4).
Cet effet pris en compte, l’écart de niveau du taux de
marge entre le début et la fin de la période est négatif
(ce qui signifie que le taux de marge d’équilibre a
baissé sur l’ensemble de la période). L’écart est
cependant faible, particulièrement pour la France
(moins de 1 point).
Les évolutions du prix relatif de l’énergie apportent
les plus fortes contributions aux fluctuations du taux
de marge d’équilibre de moyen terme. Les chocs
pétroliers de la décennie 1970 ont eu, du fait de
rigidités sur le marché du travail, des effets à la baisse
sur ce taux de marge particulièrement importants en
France et plus réduits en Allemagne. Au Japon, le
second choc pétrolier a également eu un impact
important. Durant la décennie 1980, le contre-choc
pétrolier a contrebalancé en partie (les 2/3) pour la
France et totalement pour l’Allemagne l’impact sur
le taux de marge des chocs des années 1970. Pour le
Japon, la compensation du seul second choc n’a été
que partielle du fait d’une inflation nationale plus
basse. Enfin, sur la décennie 1990, les évolutions du
prix de l’énergie n’ont eu qu’un impact négligeable
sur le taux de marge d’équilibre en France et en
Allemagne, leur impact étant négatif au Japon en
raison d’une faible inflation.
Les évolutions du coût du capital ont un impact sur le
taux de marge d’équilibre sensiblement plus faible
que celles du prix relatif de l’énergie. Pour les trois
pays considérés, cet impact (du même sens que
l’évolution du taux d’intérêt réel) est à la baisse au
début des années 1970, à la hausse ensuite jusqu’à la
fin des années 1980 et à la baisse enfin sur la décennie
1990. En outre, parce qu’elles sont de moindre
ampleur, les variations du taux d’intérêt réel ont un
impact sur le taux de marge sensiblement plus réduit
en Allemagne qu’en France.
Tableau 6
modification (en points) à moyen terme du taux de marge induite par une variation (en 2000) de chacun des différents déterminants du taux de marge
calculs des auteurs à partir des résultats d’estimations reportés dans le tableau 5. Le calcul n’est pas fait pour les États-Unis et le
Royaume-Uni pour lesquels le taux de marge est stationnaire.
Tableau 7
décomposition des grandes phases d’évolution à moyen terme du taux de marge des entreprises du secteur privé des différents pays étudiés (en points)
évaluations des auteurs, à partir des résultats d’estimations fournis dans le tableau 5.
Enfin (à l’exception de la sous-période 1978-1981 au
Japon), l’impact sur le taux de marge des variations
du taux d’utilisation des capacités de production est
de même signe que celui des variations du prix relatif
de l’énergie.
Il ressort finalement de ces résultat que :
- la sous-période 1973-1981 se caractérise, tant en France qu’en Allemagne, par une baisse du taux de marge liée à l’augmentation du prix relatif de l’énergie et de moindres tensions sur l’outil de production, faiblement contrebalancées par la hausse du coût réel du capital ;
- sur la sous-période 1981-1989, dans les trois pays, la hausse du taux de marge s’explique à la fois par la hausse du coût réel du capital, la baisse du prix relatif de l’énergie (contre-choc pétrolier) et la hausse des tensions sur l’outil de production (ces deux derniers facteurs explicatifs étant d’ampleur moindre) ;
- sur la sous-période 1989-2000, dans les trois pays à nouveau, la baisse du coût réel du capital, la hausse du prix relatif de l’énergie ainsi que la baisse des tensions sur l’outil de production contribuent à la baisse du taux de marge ;
- pour la France, l’opposition importante sur la dernière sous-période (1990-2000) entre l’évolution (négative) de la cible du taux de marge et l’évolution (positive) du taux de marge observé est liée à un écart inverse important sur les deux années extrêmes de la sous-période : le taux de marge est sensiblement inférieur à sa cible en 1989 et supérieur en 2000 (cf. annexe 4 de BCS, 2003). On retrouve ici un résultat obtenu précédemment sur les données françaises plus détaillées.
Les déterminants de la dynamique de court terme
du taux de marge
La relation de court terme estimée pour chaque pays
est une forme simplifiée (selon la significativité des
coefficients) de la relation (4). Pour la France,
l’Allemagne et le Japon, la relation de court terme
correspond à un modèle à correction d’erreur dans
lequel la cible découle de l’estimation de la relation
(3). Pour les États-Unis et le Royaume-Uni, où le
taux de marge est stationnaire, la relation estimée
explique la croissance du taux de marge en fonction
de variables stationnaires. Compte tenu du caractère
stationnaire du taux de marge pour les États-Unis et
le Royaume-Uni, nous avons modélisé pour chacun
des ces deux pays le niveau du taux de marge en
fonction de ses retards et de déterminants
stationnaires (en niveau et en différence). Nous
sommes pour cela parti d’un modèle autorégressif à
retards échelonnés. Le coefficient estimé associé au
premier retard du taux de marge est ressorti très
proche de 1 de sorte que la spécification adoptée a
consisté en définitive à modéliser la différence
première du taux de marge. Les résultats des
estimations de la relation de court terme sont fournis
dans le tableau 8.
Bien que les coefficients des variables explicatives
retenues aient le signe attendu, ces résultats doivent
être considérés avec précaution. Pour les trois pays
sur lesquels la dynamique de court terme correspond
à un modèle à correction d’erreur, le délai
d’ajustement moyen à la cible de moyen terme du
taux de marge est très différent : court au Japon
(environ 1,5 an), assez long en Allemagne (environ 3
ans) et très long en France (environ 4,5 ans, contre
1,5 à 2,5 ans sur données trimestrielles)
[28].
Les enseignements des estimations dynamiques
semblent être les suivants :
- les variations du coût réel du capital ne semblent pas avoir d’impact sur la dynamique de court terme du taux de marge quel que soit le pays considéré ;
- la dynamique de court terme du taux de marge présente des caractéristiques proches en France et en Allemagne : les variations des prix de l’énergie et du taux d’utilisation des capacités n’ont un impact significatif à court terme que pour ces deux pays; la croissance de la productivité ne semble pas y influencer les fluctuations de court terme du taux de marge. En outre, bien que les coefficients obtenus pour les variables communes diffèrent, ils sont statistiquement proches (comme en témoignent les écarts types associés à ces coefficients). Des différences existent néanmoins puisque l’évolution du taux de chômage influence l’évolution du taux de marge positivement en Allemagne et non en France;
- au Japon, la dynamique de court terme du taux de marge dépend des évolutions de la productivité et du taux de marge retardé ;
- aux États-Unis et au Royaume-Uni, où le taux de marge est stationnaire, les évolutions de la productivité influencent positivement celles du taux de marge. Ce facteur explicatif est d’ailleurs finalement le seul retenu pour les États-Unis. En revanche, au Royaume-Uni, l’évolution de la non-salarisation, ainsi que celles du taux de marge et du taux de chômage retardés, semblent également expliquer les fluctuations du taux de marge ;
- dans ces deux pays, l’évolution du prix relatif de l&rs