Les débats sur la nouvelle économie ont eu pour origine une singularité conjoncturelle : depuis la récession de 1991, la croissance américaine aurait eu un profil exceptionnel et seul un choc d’offre tel que la diffusion des nouvelles technologies de l’information et des communications serait en mesure d’en rendre compte. Mais si l’on y regarde de plus près, le dernier cycle américain n’est ni vraiment plus long ni franchement plus ample que le précédent. Sa singularité réside dans deux autres caractéristiques : i) l’activité s’est accélérée dans la deuxième moitié du cycle, après 1995, et il en va de même de la productivité et du recul du chômage; ii) dans le même temps, l’inflation a ralenti (graphiques 1 et 3). La combinaison d’une croissance plus forte et d’une inflation plus faible signale effectivement la présence d’un choc d’offre positif. Ce dernier serait intervenu au milieu du dernier cycle américain et aurait été suffisamment prononcé pour diminuer le niveau du chômage structurel d’environ un point de pourcentage.

Pour ce qui est de la France, des anomalies conjoncturelles analogues peuvent être relevées. Dans la première moitié du cycle faisant suite à la réces sion de 19 93, la croissance a été particulièrement faible mais elle s’est brutalement accélérée à partir de la fin de l’année 1997 (graphique 2). On a donc constaté : i) une accélération de l’activité dans la deuxième moitié du cycle, accompagnée d’un recul du chômage très prononcé (de 12,6% fin 1996 à 8,5 % à la mi-2001); ii) dans le même temps, un ralentissement de l’inflation (graphiques 4). Ces évolutions inverses de l’inflation et de la croissance signalent là aussi la présence d’un choc d’offre positif qui aurait fait reculer le niveau du chômage structurel. La différence avec les États-Unis est que l’on ne relève pas d’accroissement des gains de productivité.

La diffusion des nouvelles technologies de l’information et des communications (comprenant les “matériels informatiques / computer and peripheral equipment”, “logiciels/software” et “matériels de communication / communication equipment”) n’est qu’un facteur parmi d’autres permettant de rendre compte de ces singularités conjoncturelles. Il est donc indispensable d’en administrer la preuve en reliant les inflexions de la croissance à la diffusion des NTIC. Dans cette étude, nous utilisons deux techniques comptables et statistiques pour valider cette relation. On a recours tout d’abord à une démarche inspirée de S. D. Oliner et D. E. Sichel (Oliner et Sichel, 2000) pour mesurer la contribution des NTIC à la croissance, puis à une approche inspirée de R. Gordon (Gordon, 1999) permettant d’évaluer la composante structurelle des inflexions de la productivité. Ces deux approches sont appliquées de façon harmonisée sur des données françaises et américaines.

Les résultats nous conduisent à un constat mitigé sur l’impact macroéconomique des NTIC sur la croissance. Avec des hypothèses raisonnables, l’investissement dans les NTIC permet d’expliquer directement la moitié du surcroît de la croissance américaine entre la première et la deuxième partie du dernier cycle et un cinquième en France. Mais on relève une baisse des gains tendanciels de productivité en France et une faible hausse aux États-Unis, ce qui met en doute l’ampleur des effets de diffusion du progrès technique incorporé à ces équipements. Du point de vue macroéconomique qui est le nôtre, le paradoxe de la productivité formulé en 1987 par R. Solow [1] reste entier.

d (respectivement P ) représentant le taux de _k dépréciation (respectivement le prix) du capital (en t),

étant alors le taux d’inflation sur ce même bien et i le taux de rendement nominal net du capital. Puisque les rémunérations des facteurs de production sont données par les productivités marginales, le taux de croissance de l’activité

est ainsi décomposé en concurrence pure et parfaite :

où

est la partie de la croissance de la production non expliquée individuellement par le capital ou le travail : le progrès technique - supposé neutre au sens de Hicks - assimilé au taux de croissance de la productivité globale des facteurs (en t);

(respectivement

) désigne la part de revenu générée par le capital (respectivement le travail).

Pour notre propos, il importe de distinguer le capital informatique des autres types de capitaux, qui ne connaissent pas nécessairement des évolutions de prix similaires et des taux de dépréciation identiques (les NTIC deviennent obsolètes plus rapidement que les autres types d’équipement). De plus, les prix de ces nouvelles technologies ont eu tendance à baisser lors des années 1980 et 1990 (aux États-Unis comme en France), contrairement aux prix des autres biens capitaux ; de même, pour le travail, les salariés du secteur des services informatiques touchent des salaires plus élevés que dans les autres secteurs (presque le double aux États-Unis selon le Bureauof LaborStatistics). On distingue donc les matériels de traitement de l’information [2] (notés K_c ) des autres équipements (K ), et l’emploi dans les services ₀ informatiques (L_c ) du reste de l’emploi (L₀ ). En temps discret, une expression plus générale des contributions à lacroissance est alors la suivante [3].

avec : ∆Y Y Y et j c o t t t = − ≡ −1, .

Pour les États-Unis, les données proviennent du Bureau of Economic Analysis (BEA), des comptes nationaux américains (National Income and Products Accounts - NIPAs) et du Bureau of Labor Statistics(BLS). Pour la France, elles sont issues des Comptes Nationaux Trimestriels et Annuels de l’Insee. On se limite au secteur privé non agricole, sur les deux derniers cycles d’expansion (en l’occurrence : 1984-2001, pour la France ; 1982-1999, pour les États-Unis).

En France, le taux de croissance de l’activité a lui aussi augmenté dans la deuxième partie du cycle (entre 1993-1997 et 1998-2001), de 2,6 points. Cette accélération n’est expliquée qu’à hauteur de 20% par la hausse de la contribution des NTIC (qui passe de 0,24 à 0,72 point entre 1993-1997 et 1998-2001 - tableau 2) [4] en outre, si la part occupée par les NTIC dans la croissance augmente entre 1984-1992 et 1993-2001 [5], elle diminue au sein du dernier cycle d’expansion.

Tableau 1
contributions à la croissance du produit privé non agricole aux États-Unis

calculs des auteurs basés sur les données du BEA et du BLS.

Tableau 2
contributions à la croissance du produit privé non agricole en France

Insee et calculs des auteurs.

Soulignons cependant que la contribution des NTIC calculée ici transite uniquement par celle des quantités de facteurs (et/ ou de leurs rémunérations) et non par des modifications de leur efficacité. Dans les deux pays, il se trouve que la contribution de la PGF a augmenté entre les deux moitiés du dernier cycle. Le taux de croissance de la PGF a augmenté de 0,1 point aux États-Unis (de 0,66 à 0,76) et de 1,07 point en France (de 0,01 à 1,08 en France). Cette accélération de l’efficacité globale des facteurs explique 5 % de celle de la croissance aux États-Unis et plus de 40 % en France [6]. Mais ces évolutions de la PGF ne peuvent être imputées d’office à des externalités positives liées aux NTIC. Elles reflètent les effets joints de beaucoup d’autres facteurs (économies d’échelle, nouvelle structure des qualifications, changements divers d ans l’organisation de la production).

Ces résultats sont qualitativement très proches de ceux d’autres études (cf. Oliner et Sichel, 2000 ; Jorgenson et Stiroh, 2000 ; Whelan, 2000), malgré des méthodologies un peu différentes (cf. le tableau 3 pour la contribution des ordinateurs).

Tableau 3
contribution des ordinateurs et équipements périphériques à la croissance aux États-U nis

Pour la France, Cette, Mairesse et Kocoglu (2000b) trouvent dans leur approche centrale une contribution de l’ordre de 0,26 point de pourcentage sur la période 1995-1999 contre 0,39 point dans notre cas sur la même période [7];

du supplément de croissance entre 1993-1997 et 1998-2001 serait ainsi expliqué par les NTIC, soit encore un rapport de 1 à 2,5 par rapport à l’évaluation américaine (hors taux de croissance de la PGF).

Si l’on remettait en cause l’hypothèse d’un rendement net de l’informatique égal au rendement concurrentiel [8], les conclusions demeureraient globalement les mêmes. Ainsi, pour un rendement net des NTIC égal à 2,5 fois celui des autres capitaux, la contribution à l’accélération de l’activité entre les deux demi-cycles aux États-Unis passe de 0,81 (=1,35-0,54) à 1,13 (=1,94-0,81) (cf. tableau 4) [9]. Il faudrait supposer que la totalité de ce surcroît de rendement n’ait eu lieu qu’à partir de 1996, pour parvenir à expliquer 80% de l’accélération de l’activité aux États-Unis (en tenant compte du travail affecté aux services informatiques, soit 0,8 = [(1,94 - 0,54) + 0,13] / 1,92.

Les mêmes calculs menés sur les données françaises conduisent à des résultats encore moins probants. Avec un rendement net des NTIC égal à 2,5 fois celui des autres capitaux, la contribution à l’accélération de l’activité entre les deux demi-cycles passe de 0,35 (=0,55-0,2) à 0,45 (=0,70-0,25) (cf. tableau 5). En supposant que ce rendement “super normal” soit apparu soudainement en 1997, on parvient à expliquer près d’un quart de l’accélération de l’activité par la contribution totale des NTIC. En étendant la période d’étude jusqu’à l’année 2001 pour les États-Unis (fin de cycle) et à 2002 (pour la France) ces contributions diminuent dans les deux cas (1,35 point dans le cas américain).

Tableau 4
contribution de l’informatique à la croissance aux États-Unis : simulation d’un taux de rendement “super normal” pour le matériel de traitement de l’information

BEA, BLS et calculs des auteurs.

Au total, on peut retenir que la moitié du surcroît de croissance aux États-Unis et un cinquième en Franceestdirectementimputableàl’investissement en NTIC et au travail affecté aux services informatiques.

Tableau 5
contribution de l’informatique à la croissance en France : simulation d’un taux de rendement “super normal” pour le matériel de traitement de l’information

Insee et calculs des auteurs.

oùµ_t ≡ tendance de x_t et c_t ≡ cycle de x_{t t}.µ est ainsi déterminée :

Par conséquent, ce filtre consiste en la minimisation de la somme de deux objectifs d’adéquation de la tendance à la série observée x_t (le premier terme) et de degré de la variabilité de la tendance (somme des carrés des variations du taux de croissance de la tendance – deuxième terme). Le paramètre qui donne le poids accordé aux deux objectifs est fixé ici à sa valeur usuelle pourdes séries annuelles( )λ =100 [11].

Le filtre a été appliqué aux séries de production et de productivité sur des données agrégées puis sectorielles : industrie manufacturière, services, biens durables. Pour la France, la catégorie “biens d’équipements” remplace celle des “biens durables”. Les données couvrent la période 1978-2001 pour la France et 1964-2001 pour les États-Unis. Pour mesurer la composante structurelle de la série sur chaque sous-période de cycle d’expansion comparable (1991-1995 et 1996-1999 pour les États-Unis, 1993-1997 et 1998-2001 pour la France), nous avons calculé une moyenne géométrique des taux de croissance des trends préalablement évalués à toute date ; nous en avons déduit un taux de croissance du cycle“ moyen ” dans chacun des cas.

Si l’on applique la décomposition au produit par tête, il apparaît que l’accroissement de la tendance est de l’ordre de 0,23 point de pourcentage pour l’ensemble du secteur privé non agricole, mais il est plus particulièrement lié au secteur des biens non durables et des services (0,15 point - tableau 8).

Tableau 6
décomposition de la croissance de la production par secteur : comparaison (1991-1995)/(1996-1999) aux États-Unis

BEA et calculs des auteurs (‘H.P.’sur données annuelles (λ = 100), sans tenir compte de l’année 2001 pour effectuer la décomposition).

Tableau 7
évolution de la part de la production des principaux secteurs dans la production privée non agricole brute (1991-99) aux États-Unis

BEA et calculs des auteurs.

Si l’on observe la productivité horaire plutôt que le produit par tête [12], l’accélération de la tendance est moins élevée (0,1 point pour l’ensemble de l’économie privée non agricole – tableau 12) et on ne retrouve guère de gains sectoriels : 0,23 point pour le secteur des biens manufacturés mais 0,02 point pour le secteur des biens durables et-0,03 pour les non-durables et services (tableau 12). En outre, une part de ces gains est due à la non-rétropolation des changements de mesure du prix des services de santé selon Gordon (1999) : entre 0,1 et 0,15 point de pourcentage de l’accélération de la tendance ne serait que statistique et ceci pour tous les secteurs. D’après notre évaluation, il n’y aurait par conséquent aucun changement structurel. Si l’on considère l’économie américaine hors biens durables, on aurait même une baisse du taux de croissance dela productivité horairetendancielle [13].

Une extension de la période de comparaison de 1991-1995 à 1972-1995, c’est-à-dire à la période des 20-25 années durant lesquelles les gains de productivité horaire du travail n’ont cessé de diminuer, n’affecte guère les résultats (pour la production privée non agricole, +0,42 point de pourcentage d’accélération contre +0,32 et 0,04 contre 0,11 pour la productivité horaire).

En France, les différences de croissance entre les secteurs sont moins nettes, suggérant des effets de diffusion plus importants. Entre 1993-1997 et 1998-2001, l’accélération du trend de croissance est de 0,33 point de pourcentage dans l’ensemble des secteurs, mais de 0,53 dans les biens d’équipements (qui inclut les entreprises productrices de matériels informatiques), contre 0,31 pour les autres biens et services (tableau 9). Les biens d’équipement représentent 5,6% de la production privée non agricole et expliquent donc 4,7% de son accélération tendancielle dans les années quatre-vingt-dix.

Tableau 8
décomposition de la croissance du produit par tête : une étude sectorielle (comparaison (1991-1995)/(1996-1999) aux États-Unis)

BEA, BLS et calculs des auteurs (‘H.P.’ sur données annuelles (λ =100) sans tenir compte de l’année 2001 pour effectuer la

Tableau 9
décomposition de la croissance par secteur : comparaison (1993-97)/(1998-01) en France

Insee et calculs des auteurs (‘H.P.’sur données annuelles (λ =100) ).

Tableau 10
évolution de la part de la production des principaux secteurs dans la production privée non agricole brute en France (1993-2001)

Insee et calculs des auteurs.

Cependant, il n’y a pas en France d’accroissement des gains structurels de productivité horaire. Il y a au contraire un ralentissement de la productivité tendancielle, que l’on observe le produit par tête (-0,15 point) ou par heure (-0,17 point) entre les deux sous-périodes considérées (tableau 11 et tableau 13).

Il convient néanmoins de nuancer ces résultats pour plusieurs raisons. La première tient au fait que le filtre de Hodrick-Prescott – comme toute méthode de décomposition tendance-cycle – est soumis aux effets de bords. En particulier, le fait d’inclure l’année 2001 (point de retournement de l’économie américaine) dans le calcul du trend tout en conservant les périodes de comparaison affaiblit les gains tendanciels [14], ce qui laisse entendre que nous avions surestimé l’accélération. La deuxième vient de notre recherche de rupture de tendance à l’intérieur même du dernier cycle d’expansion. Pour pallier ce problème, nous avons comparé les trends de taux de croissance de la productivité horaire sur les deux derniers cycles. Il en ressort que le surcroît de tendance de la valeur ajoutée n’est plus que de 0,28 point et celui de la productivité horaire de 0,04 point [15] dans le cas américain; pour ce qui est de la France, on aboutit à 0,09 point de décélération pour la valeur ajoutée et aucun changement appréciable pour la productivité horaire (figure 4). La troisième limite réside dans les difficultés rencontrées pour évaluer l’accélération de la productivité dans les services (finance notamment) et de la construction : l’absence d’accroissement du taux de croissance dans ces secteurs provient en partie d’erreurs de mesure.

Les hypothèses de la première décomposition sont cependant fortes : biens homogènes, absence d’externalité, rendement concurrentiel des facteurs, rendements d’échelle constants, atomicité des entreprises... En relâchant certaines de ces hypothèses, comme un rendement du capital informatique “ s upra-con currentiel” et en considérant des hypothèses extrêmes, on parvient à expliquer une part plus importante de la croissance. Par ailleurs, la prise en compte des NTIC dans les comptabilités nationales américaine et française, les multiples méthodes pour effectuer le partage volume-prix pour ce type de bien (Cette, Mairesse et Kocoglu, 2000a), ainsi que des problèmes traditionnels de construction des stocks de capitaux font que cette approche est soumise à des risques d’erreurs de mesure importants. Ensuite, la généralisation des indices de prix hédoniques aux États-Unis (en particulier aux équipements de communication dont les baisses de prix se sont accélérées depuis le début des années 1990) pourrait permettre d’accentuer la rupture de tendance de la productivité américaine et d’augmenter la croissance de la contribution des NTIC à la croissance. En outre, en ne se basant que sur les ordinateurs, logiciels et autres équipements de communication pour évaluer l’ampleur de la nouvelle économie, on omet l’influence des biens intermédiaires dans la construction de ces technologies (semi-conducteurs...), ainsi que celle des biens moins “high-tech”. La deuxième décomposition a elle aussi des limites qu’il faut souligner : la valeur du paramètre de lissage reste quelque peu arbitraire, la méthode pose un problème d’effets de bords. De plus, les inflexions du trend entre les deux sous-périodes peuvent avoir d’autres origines.

Tableau 11
décomposition de la croissance de la productivité par secteur : comparaison (1993-1997)/(1998-2001) en France

Insee et calculs des auteurs (‘H.P.’sur données annuelles (λ =100)).

Malgré tou tes ces réserves, si les effets macroéconomiques des NTIC sur la croissance sont bien réels et en progression constante, les surcroîts tendanciels de productivité qui peuvent leur être imputés hors des secteurs produisant les NTIC semblent pour l’instant modestes aux États-Unis et plus encore en France.

La valeur ajoutée en termes nominaux ( )PY t t et en volume ( )Y_t est constituée des séries de valeur ajoutée brute du secteur privé non agricole, provenant du BEA (1947-2001, tables 1.4b, c) (respectivement Insee (1978-2001), Comptes Nationaux Annuels) pour les États-Unis (respectivement pour la France). Il est à noter que les données américaines tiennent compte des corrections apportées à l’estimation de l’indice de prix à la consommation [16].

Le taux de croissance des capitaux

Concernant les États-Unis, ces calculs ont été effectués de manière traditionnelle pour le secteur informatique, à partir d’indices quantités dans la base 1996 (ordinateurs, logiciels et équipements de communication – BEA : “Net Stock EstimatesofFixedAssetsandConsumerDurableGoods”); pour les autres capitaux (other non residential equipment and structures), nous avons dû construire les stocks réels en déflatant les stocks nominaux correspondant par des indices de prix calculés dans la base 1996 de façon standard. Pour la France, nous avons de même utilisé les stocks de capital fixe nets réels.

Le taux de dépréciation (d i c o i t k, ,, − = ) : dans le cas des Etats-Unis, nous avons obtenus ces taux en utilisant la méthode d’inventaire perpétuel [17] :

avec : K_it, ≡ stock de capital fixe réel net “matériel traitement de l’information” ou “autre”. Dans le cas français, disposant des stocks de capitaux fixes et des consommations de capital fixes réelles ( ), CCF_it, nous avons ainsi reconstitué les taux de déclassement :

L’inflation sur les stocks de capitaux

est déduite de manière traditionnelle à partir de déflateurs construits grâce aux séries de capitaux en valeur et en volume.

Le facteur travail, croissance des effectifs

et coût du travail ( , ), , , w L j c o j t j t = : pour les États-Unis (BLS), comme pour la France (Insee), ce sont les séries de travail en effectifs et non en heures qui ont été retenues. Les effets du développement récent en France du travail à temps partiel sur la productivité ne sont donc pas pris en compte dans cette partie. Par ailleurs, nous avons distingué entre “ travail associé aux services informatiques ” (computer and data processing services pour les États-Unis [18], “Activités informatiques ” pour la France) et les autres types [19]. Pour ce qui est du coût du travail, ce dernier provient de la table 6.2b, c (compensation of employees by industry / coût du travail par industrie) des NIPAs aux États-Unis, des Comptes Nationaux (Insee) en France. Pour les employés du secteur des services informatiques aux États-Unis, ne disposant que des salaires bruts (average hourly earnings, BLS), nous avons supposé un même taux de cotisations sociales patronales pour l’ensemble des secteurs : après avoir calculé le rapport (coût du travail (tous secteurs)/gains des salariés (tous secteurs)), nous avons appliqué ce coefficient aux gains annuels totaux bruts des salariés du secteur “ services informatiques ”.

Le taux de rendement net ( )i_t et le taux de croissance de la productivité totale des facteurs

: dans leurs travaux, Oliner et Sichel (Oliner et Sichel 1994 ; 2000) déterminent ( )i_t (le même pour tout type de capital) en utilisant la somme des parts de revenus générées par l’ensemble des capitaux, série publiée par le BLS et ici notée ( ) s_{es t,} :

Étant donné que nous n’avons pu obtenir cette information, nous avons évalué ( )i_t en imposant des rendements d’échelle constants à la fonction de production. ( )i_t se déduit de :

vient alors de manière résiduelle. Pour la France, nous avons procédé de la même manière. Néanmoins, on aurait pu d’abord calculer directement le taux de la PGF en utilisant un indicateur de Tornqvist (ceci en accord avec la méthodologie utilisée par le BLS – cf. BLS, 1997):

avec :

où :

u_jt, ≡ poids du coût nominal du facteur j dans le coût total nominal des facteurs ;

X_jt, ≡ quantité du facteur j en t;

P_jt, ≡ prix unitaire du facteur j en t.

En menant l’étude de cette façon, on obtient des résultats similaires.

Tableau 12
aux États-Unis (comparaison 1991-95 versus 1996-1999

BEA, BLS et calculs des auteurs (‘H.P.’sur données annuelles (λ = 100) en tenant compte de l’année 2000 pour effectuer la décomposition).

Tableau 13
en France (comparaison 1993-1997 versus 1998-2001)

Insee et calculs des auteurs (‘H.P.’sur données annuelles (λ = 100)).