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des séries filtrées des heures travaillées h*, de la population en âge de travailler
Ω* , du taux de participation r* et du NAIRU u* selon la relation :
(2) * * * * (1 * )
t t tt t N = h Ω r −u
Ainsi, la production potentielle de moyen terme Y* s’écrit :
(3) * 1 * gt
t t t Y = K −α N α e
La croissance potentielle de long terme Y* LT se définit habituellement en
supposant que le capitalet l’output en volume croissent au même rythme et que
les prix relatifs p(2), le taux de chômage et la durée du travail sont stabilisés. On
observe sur les dernières décennies une déformation continue des prix relatifs
et donc de la mesure de la productivité du capital en volume. Pour tenir compte
de cette observation statistique, nous sommes ainsi amenés à effectuer une correction
en fonctionde l’évolution des prix relatifs. On obtient finalement :
(4) ( ) 4 ( )
1
log 1 1 log
1
*LT
t t t Y pop p
γ α
α γ α

Δ =Δ + + Δ

où pop représente la population en âge de travailler.
116 CONSEIL D’ANALYSE ÉCONOMIQUE
potentielle devient alors indéterminée. Dans ce complément, il est tenu
compte tout d’abord des développements de moyen terme pour lesquels les
contributeurs à lacroissance potentielle sont les facteurs traditionnels de
production (stock de capital, nombre d’emplois et heures travaillées par
tête) et les déterminants de la PGF (intégrant l’écart de l’âge de l’appareil
productif par rapport à sa moyenne de long terme). Dans un deuxième temps,
l’analyse est portée sur le sentier de croissance de long terme sur lequel
l’économie croît en ligne avec lapopulation, le progrès technique exogène
se reflétant dans la tendance déterministe de la PGF et la dérive des prix
relatifs mesurés par le ratio entre le déflateur du PIB et celui de l’investissement.
Ces prix relatifs sont intégrés dans l’analyse afin de tenir compte
d’une stabilité de la productivité moyenne du capital, en valeur plutôt qu’en
volume. De plus, pour les considérations de longterme, la dérive des prix
relatifs est normée à partir de celle des États-Unis, en endogénéisant le
capital. En suivant de cette manière Cette, Mairesse et Kocoglu (2005) et
Jorgenson (2005), les prix d’investissement issus des comptes nationaux
sont corrigés du biais de qualité induit par les produits incorporant les technologies
de l’information et des communications (TIC) en utilisant lesséries
américaines en guise de référence, tout en tenant compte pour chaque
économie des parts différentes de l’investissement en TIC dans l’investissement
matériel total.
2. Résultats et comparaisons internationales
2.1. Équations de PGF et ruptures
L’existence de possible(s) rupture(s) dans la tendance déterministe de la
PGF a été testée sur l’équation donnée dans l’encadré à partir destests de
Bai et Perron (1998 et 2003) et en suivant la méthodologie proposée par
Le Bihan (2004). Les tests ont bien révélé l’existence de telles ruptures qui
sont indiquées dans le tableau 1.
1. Ruptures dans la tendance déterministe
Note : Le sens de la rupture est donné entre parenthèses.
Source : Calculs des auteurs.
Rupture(s)
France 1983T4(–) 1995T4(+)
Allemagne 1976T4(–)
Italie1973T3(–) 1997T3(–)
Zone euro 1995T1(–)
États-Unis 1972T2(–) 1995T4(+)
Japon 1978T3(–)
La PGF de l’Allemagne, de l’Italie, des États-Unis et du Japon présente
une rupture à la baisse dans les années soixante-dix, qui pourrait être due
LES LEVIERS DE LA CROISSANCE FRANÇAISE 117
aux effets du premier choc pétrolier. Les tests pour la France montrent une
rupture négative au dernier trimestre 1983(Cahn et Saint-Guilhem, 2006)
puis, comme aux États-Unis, une rupture positive au milieu des années
quatre-vingt-dix qui pourrait être liée au développement des TIC ; la mise
en évidence, au même moment, d’une rupture négative sur la tendance déterministe
de la PGF de la zone euro, et de l’Italie quelques temps plus tard,
tempère toutefois cette analyse(1). Pour l’exercice de long terme,...
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