Une analyse statistique régionale de l'agriculture européenne

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européenne

Francois Bonnieux, Pierre Rainelli

To cite this version:

Francois Bonnieux, Pierre Rainelli. Une analyse statistique régionale de l’agriculture européenne.

1978, 151 p. �hal-01600231�

/

UNE ANALYSE STATISTIQUE REGIONALE DE L'AGRICULTURE

EUROPEENNE

sep!embre 1978

1.

N. R. A. - Economie

65, rue de St-Brieuc

·35042 RENNES CEDEX

UNE ANALYSE STATISTIQUE REGIONALE DE L'AGRICUL TURE EUROPEENNE

sep tembre 1978

version provisoire

J. N. R. A. - Economie

65, rue de St-Brieuc

35 042 RENNES CEDEX

Préface. . . .. . . .

1 .

ChaD i tre introduct if

: E.I émet;

t~

descr ipt ifs concernant 1es

drsparrtes

4

1. Description ponctuelle des inégal ités

. . . •

5

2. L'évolution dans le temps. . . . ... . . .. . . .. .

7

3. Relation entre inégalités et niveau de développement

10

Chapitre 1. Spécification d'un modèle de l'agriculture

européenne. . . .

14

1. Variable dépendante: revenu agricole moyen. . . .

14

2. Description de l'agriculture...

15

2.1 Mode d'utilisation du s o l . . . .

16

2.2 Composi tion du cheptel

16

2.3 Structure des exploitations...

18

3. Place de l'agriculture dans l'économie

18

4. Les relations mutuelles des variables expl icatives

21

4. 1 SAU, P A R . . . .

23

4.2

ST L, STH, SVF, PAR et SCE, SCF, STH, SVF,

PAR. . . • . . . . .. . . . .. .. . . .

23

4.3 STL, STH, SVF, UGB, P A R . . . .

26

4.4 SCE, SCF, STH, SVF, UGB, PAR...

28

4.5

STL, STH, SVF, BOV, paR, VOL, OCA, PAR

29

Chap

i

tre 2. Résu 1tats détai Il és des régress ions

33

1. Présentation des modèles . . . • . . . • . .

33

1.

1 VAAG

=

F (SAU, PAR)

. . . .

33

1.2 VAAG

F (STL, STH, SVF, PAR) . • • . . . .

35

1.3 VAAG

F ( SCE, SCF, STH, SVF, PAR) .. . . ..

37

1.4 VAAG

F (STL, STH, SVF, UGB, PAR) .. .. . ..

39

1.5 VAAG

F (SCE, SCF, STH, SVF, UGB, PAR)

41

1.6

VAAG

=

F(STL, STH, SVF, BOV, paR, VOL,

OCA, PAR) . . . .

43

2. Analyse de spécification. . . .. . .. .. .. . . .. . .. . .•. . . ..

46

2.1

Agrégation des terres arables.. . . • . . . • . . . .

If6

2.2

Agrégation des él éments du cheptel. .. . . . .. . . . ..

48

Chapitre 3. Approfondissement du modèle . 1. Différences spécifiques inter-pays de valeur ajoutée

dans l'agriculture . • . • . . . • . . . . 2. Analyse de l'influence de la structure des exploitations 3. Influences respectives du système de production et des

structures d'exploitation . . . . • . . . . 3. 1 Modèle avec effet structure et système

3.2 Modèles avec effets structure, système et interac-tion des deux . . • . • . . . • . . • . • . . . • • • . . . • . . . . 3.3 Modèle avec facteur système hiérarchisé dans le

facteur structure . . . • • • . . . • . • . . . . 3. 3.4 Influence des facteurs géographiques et agricole ...

Chapitre 4. La quai ité des ajustements appréciée au niveau des

circonscriptions .

1. République Fédérale d'Allemagne ....••••••...•••. 1.1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 1.2 Les circonscriptions surestimées par les modèles 2. France • . . . • . . . • . . . • . • . . . .

2.1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 2.2 Les circonscriptions surestimées par les modèles 3. Italie . . . • . . . • . . . • . . . . • . . • . . . . .

3.1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 3.2 Les circonscriptions surestimées par les modèles 4. Belgique et Grand Duché de Luxembourg ...••.•..•••.

4. 1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 4.2 Les circonscriptions surestimées . . . . • . . . • . . • . . 5. Pays-Bas • . . . " . • • • . . . " .

5.1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 5.2 Les circonscriptions surestimées par les modèles 6. Danemark . . • • • • • . . . • • . • . . . . • • . . . • . . • • . . . • • • .

6.1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 7. Irlande . . . • • • . . . • . . . • . • . . . • . . . • • .

7.1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 7.2 Les circonscriptions surestimées par les modèles 8. Royaume-Un i . . . • . . • . . . • • • . . . • • • • • . . . • • . . .

8.1 Les circonscriptions sous-estimées par les modèles 8.2 Les circonscriptions surestimées par les modèles Conclusion Générale • • • • . . . • • • . . • . . • . • . . • • . . . • . . .

Annexe 1. Eléments d'économétrie

Annexe 2. Liste des circonscriptions européennes regroupées par région RICA et par pays . . . • • . . . • . . .

54

55

66

69

72

74

76

77 82

86

86

87

88

89

91

93

94

96

98

99

99

99

100 100 101

1

01 102 102 103 104 104 105 106

1 1 1

143

Le domaine de J'économie i"égionale est riche surtout de travaux descriptifs. D'excellentes monographies existent au niveau local ou pour de grandes zones. Il s'agit souvent d'études fouillées où s'imbriquent les divers

aspects composant la réal ité humaine, historique, économique et sociale.

Mais 1imités

à

une région ces travêUX ont, par définition, un caractère

par-ticulier.

Au niveau internationëi

ci

verses

recherches sont menées dans

lesquelles l'échelon régional est représenté par les pays. Les avantages d'une telle approche plus strictement économique reposent sur la disponibi-lité en statistiques. Ceci d'autant plus qu'un important effort de normalisation dans le rassemblement et la présentation des données a été effectué sous l'é-gide des organisations internationales. Ces études font presque toujours référence

à

la théorie du développement, et il s'agit peut-être d'un abus de

langage de les quai ifier de "régionales".

En fait l'économie régionale est une branche sansstatut

théori-que preeIS. Ses postul ats de base restent ceux de l'économ ie néo-cl ass ique

la plus traditionnelle. L'espace intervient par le seul jeu des échanges inter-nationaux. Aussi les problèmes régionaux sont-ils niés en tant que tels

remarque GENDARME (Il. En effet, le 1ibre mouvement des marchandises et des capitaux doit assurer

à

terme l'égal isation des rémunérations. Si elle n'a pas lieu, les ajustements vont se faire par transfert des travailleurs vers les zones

à

revenu élevé. Pratiquement la mobilité est spatiale avec

départ de la zone d'origine, ou sociale, par changement

d1activité.

Effectivement au cours des dernières décennies crest ce que

J'on a constaté avec l'exode agricole. On a pu enregistrer aussi des

émigra-t ions massives, comme en Irlande aU XrXe siècle, ou plus récemment au

Por-tugal. C'est ce processus qui siest mêJij;esté dans le Mezzogiorno italien

avec d'importants mouvements de population vers le Nord du pays, ou vers l'extérieur. -Remarquons qu'en période de crise économique généralisée comme aujourd'hui, une telle soupape ne peut plus jouer (2).

(ï)GENDARME (René) L'analyse économique régionale. Réalisme ou illusion-n isme des méth'Jces. Cuj as 1976.

(2) Dans GHALI (Moheb), AKIYAMA (Mèsayuki), FUJIWARA (Junichi) : Factor Mobility and Regional Growth - The Review of Economies and Statistics 60

(Feb 1976) p.76-64. On trouvera une version plus moderne de cette appro-che théorique. Ce travail repose sur l'hypothèse de mobil ité parfaite des facteurs de production tant matériels qu'humains. Ceci conduit les auteurs

à

conclure

à

une convergence des taux de croissance régionaux aux

Ce type de raisonnement n'est pas satisfaisant. Même si les prémices et les mécanismes de l'économie libérale la plus orthodoxe sont

acceptés, il n'est pas dit que Ilégalisation des revenus individuels par

trans-fert de moyens de production matériels ou humains soit viable. Cela

condui-rait

à

une concentration de population et de capitaux encore plus massive

que cell e constatée dans 1es pays très central isés· comme 1a France. A terme, il ya des risques de congestion avec l'apparition de déséconomies d'échelle considérables. Sans compter les problèmes sociaux liés

à

une telle

concen-tration.

A l'inverse les zones abandonnées verraient dans les plus mauvais

cas une désertification totale, sinon une agriculture très extensive avec des

pratiques culturales présentants dl importants inconvénients écologiques. Des régions entières seraient réduites

à

l'état inculte, d'où un gaspillage considérable de ressources naturelles. Symétriquement cela conduirait

à

d'immenses gaspillages de temps, d'énergie et de capitaux dans les régions

en proie

à

1

a concentration, sans compter les dégradations

ce

l'environnement.

De manière plus politique, la Commission des Communautés Européennes dans un document de réflexion sur la pol itiqCJe régionale, a

soul igné certains risques propres

à

1a pers istance des déséquil ibres

régio-naux: liNon seulement 1es régions en retard de développement ne parviennent

pas

à

s'intégrer pleinement dans la Communauté, mais les problèmes qu'elles posent deviennent une charge·de plus en plus louo-de pour les économies

na-tionales, renforçant ainsi la pression sur les autorités publiques concernées pour se dégager des conraintes inhérentes de l' intégrat ion communautaire" (1).

La pers is tance, 5in on l' aggravat ion des dispëri:és régional es,

remettent en cause la vision libérale la plus orthodoxe. Le libre mouvement des marchandises, des capitaux et des personnes n'est pas susceptible de résoudre les déséquil ibres spatiaux. Au plan théorique cet état de fait con-duit

à

une approche plus empirique visant

à

déterminer quels sont les facteurs

à

l'origine des disparités constatées. C'est ce

à

quoi on s'est employé pour l'agriculture.

L'étude des disparités régionales dans ce secteur se justifie d'autant mieux que les inégal ités globales semblent provenir surtout de l'a-gricul ture. Le degré d'inégal ité intersectorielle dans un pays donné paraît plus faible quand les disparités agricoles sont peu importantes. Par ailleurs, on constate que pour l'essentiel, les zones les plus déshéritées sont

à

domi-nante agricole.

Ce travail constitue une tentative d'explication des disparités régionales

à

l'intérieur de l'agricul ture des neuf pays de la C. E. E. Il s'agit de voir comment dans des situations très différentes il est possible de .rel ier les résul tats économiques de l'agricul ture d'une zone,

à

des caractéristi-ques de structure et de système de production, compte-tenu de l'environnement

socio-économique. C1est une démarche non normative visant

à

éclairer, en

recourant

à

un jeu de variables simples, les raisons pour lesc;uelles on a un revenu plus ou moins élevé.

(ï)ëommission des Communautés Européennes. La politique régionale commu-nautaire. Nouvelles Orientations. Bulletin des Communë':Jtés Européennes. Supplément 2/77 p. 6.

Des difficultés essentiellement d'ordre statistique donnent à cet essai un caractère prél iminaire. Nombre de renseignements nous ont

manqué pour affiner nos relations. Le caractère homogène des données de

base est parfois discutable. Nous souhaitions montrer qu'il était possible de proposer un modèle explicatif simple. Sur la base des résultats obtenus nous savons non seulement que cette démarche a un sens, mais que moyennant certaines investigations supplémentaires il est aisé d1amél iorer ce travail.

Toutefois il est évident que l'étude des disparités régionales doit aller au-delà. Il importe de mettre en évidence les enchainements qui conduisent à la situation actuellement constatée. " faut voir pourquoi et

comment certaines zones sont devenues des régions

à

probl èmes, par quels

mécanismes. On peut faire l'hypothèse qu'il existe des processus cumulatifs

(Il.

Mais seule une vision dynamique permettra d'éclairer cette question.

D'au-tres travaux en cours visent

à

progresser dans cette voie.

l1T

Un premier essai de réflexion a été entrepris sur la France. Cf. .RAINELLI (Pierre) Disparités agricoles et financement. Futuribles nOS Hiver 1976 p.

37-50. D'autres travaux entrepris par les auteurs de cette publ ication sont en cours en vue de formaliser un modèle dynamique concernant les

départe-ments français de 1950 à nos jours. Des études statiques comparatives sont égal ement menées pour plusieurs pays.

Chapitre introductif ELEMENTS DESCRIPTIFS CONCERNANT LES DISPARITES.

L'appréhension des inégalités peut s'envisager de diverses

man

1

eres.

5 i

l'on

51

intéresse aux aspects soc iaux, ou

5i lion

se refère

à

une

démarche type optimum parétien, on retiendra une notion très générale

de revenu. Ce peut-être un revenu provenant uniquement de l'activité

prin-cipale, selon une optique de branche de comptabilité nationale, ou bien ce sera l'ensembl e des ressources perçues par les ménages. Encore faut-il distinguer selon les cas si l'on déduit ou non les amortissements, si l'on rëisonne avant ou après paiment des impôts.

Pour ce qui nous concerne, le raisonnement est plus

circons-crit. On cherche

à

apprécier les disparités et leurs origines en relation avec le système productif. Nos préoccupations tournant autour de l'effica-cité de la combinaison productive, la notion la plus adéquate est la valeur ajoutée. Celle-ci étant ramenée

à

l'actif, ce qui revient

à

une productivité du trèvail, il serait souhaitable de disposer de la valeur ajoutée nette. En l'absence dlest imat ions satisfaisantes de l'amortissement on se contentera d'asrégats bru ts (1).

Une vue générale des disparités inter-régionales peut s'articuler autour de trois points

_ une description ponctuel le des inégal ités

à

partir d'un constat

à

J'intérieur des secteurs, par pays et

à

l'intérieur de la Communauté

- une vision plus dynamique prenant en compte les évolutions dans le temps

à

partir des données disponibles.

- une tentative d'expl ication rel iant le niveau de disparités régionales

à

un processus plus général de développement.

(ïfTous les éléments utilisés dans les modèles, hormis l'estimation du

capital matériel proviennent d'une é:ude précédente. Cf. RAINELLI,BON~~IEU)< Situation et évolution structurelle et socio-économique des régions

agri-coles de la Communauté. Informations internes sur l'agriculture. C. C. E. nO 52 • Les sources et méthodes d'estimation des agrégats se trou-vent dans l'annexe statistique

(cf.

Tome Il, n053).

1 _ Description ponctuelle des inégalités

Si l'on considère les inégalités intrasectoriêlles on constate

que les disparités

à

l'intérieur de l'agriculture sont

@êerleure)

à

celles

des autres secteurs. Ceci apparaît clairement dans le tableau n Ol ou l'on

a fait figurer pour chaque pays, et

à

léchelon communautaire, outre les

va-leurs ajoutées moyennes par tête, le degré d'inégal ité inter-régionale.

_,

tableau nOl.

Inégal

.... ·....

it~des_valeurs

Te>..'t.fr·~

ajoutées par actif selon les secteurs,

à

1

r

intérieur de chaque pays et dans 1a Communauté en 1970

~

secteur non

acricole

secteur agricole

ensembl e des

valeur coef.

coe!.

valeur coe!.

coef.

activi tés

moy.

Gini

varia-

moy.

Gini

varia

valeur coef.

coe!.

tion tion

mov.

Gini

\.'ériëL

R. F.

A.

7916

0, 06

0, 11

3054

0,20

0,35

7483

0,08

0, 14

France

7139

0,08

0, 14

3587

0,20

0,39

6709

_{0, 1}

°

0, 18

Ital ie

5348

0, Il

0, 19

2256

0,21

0,38

4757

0,14

0, 25

UEBL

6986

0,08

0, 14

4452

0, 12

0, 21

6842

0, 08

0, 14

N-L

7043

0, 06

0, 11

5434

0, 08

0,14

6915

0, 06

0, 11

D-K

5848

0,05

0,09

4750

0, 04

0,08

5731

0,05

0, 09

Irlande

3518

0, 09

0,16

2051

0,18

0,33

3139

0, 14

0,25

Roy. Uni

5544

0, 04

0,08

3770

0,07

0, 14

4959

0,04

0,08

CEE

6494

0, 15

0,23

3071

0,24

0,43

6013

0, 14

0,27

note: les valeurs ajoutées moyennes sont exprimées en Eur.

~ce.

f)

Le tableau nO 1 montre très clairement qu'hormis le Danemark

tous les pays voient leur coefficient de Gini ou leur coefficient de variation

(1)

du secteur non agricole, dépasser les coefficients du secteur agricole. Il

est possible que l'exception du Danemark provienne uniquement du mode de

calcul de la valeur ajoutée agricole régionale. Le degré d'inégalité le plus

élevé pour le secteur non agricole se rencontre

en

Ital ie suivie de l'Irlande,

avec au bas de l'échelle le Royaume-Uni.

Pour le secteur agricole on constate que l'Italie vient en tête

sUIvie de très près par la République Fédérale d'Allemagne et la France, puis

l'Irlande, si l'on se réfère aU coefficient de Gini. Le coefficient de variation

met dans l'ordre la France, l'Italie, l'Allemagne et l'Irlande. En dehors du

Danemark on trouve au dernier rang le Royaume-Uni, ex-aequo ou non selon

les coefficients avec les Pays-Bas.

(TI

Pour la définition de ces coefficients Cf. BDNNIEUX-RAINELLI Situation

et évolution structurelle et socio-économique des régions agricoles de la

Communauté. Annexe statistique et méthodologique.De même pour le mode

de calcul de la valeur ajoutée agricole par amt au Danemark on

pourra se

Pour l'ensembl e des act ivités, Irl ande et 1tal ie, se révèl ent comme étant les pays où l'inégalité régionale est la plus forte tandis que Royaume-Uni et Danemark sont les pays où les disparités sont les moins mar-quées.

L'analyse au pl an européen accentue 1e constat effectué pour chaque pays,

à

savoir 1e décal age des inégal ités entre secteurs. Assez lo-giquement les coefficients de dispersion ou de Gini sont nettement plus élevés au niveau communautaire que dans chaque état membre. Entre agricul ture et autres activités l'écart est important (0,24 dans le premier cas pour le Gini contre 0, 15 et 0,43 pour le coefficient de variation contre 0,23). Une autre mesure de concentration comme le rapport entre les valeurs du dernier décile et du premier décile donne 4,35 pour l'agriculture contre 2,40 pour l 'ensembl e des autres activi tés.

L'essentiel des circonscriptions composant le premier décile, pour ce qui est de la valeur ajoutée par actif agricole se situent dans le Mezzogiorno et en Irlande (Isernia, Potenza et Campobasso étant les moins bien situées). Seules les circonscriptions Aosta, Savoie et Corrèze sont hors de ces ensembles géographiques. A l'autre extrémité se trouvent essen-tiellement des'circonscriptions de l'Europe du Nord (Iles Britanniques exclues) et du Bassin Parisien. On y rencontre aussi les départements viticoles

français

à

l'exception du Var.

Pour le secteur non agricole les reg ,ons du premier décile sont situées exclusivement en Irlande et en Italie, les plus défavorisées étant Meath, Monaghan et Leitrim. Celles du dernier décile, comme pour

l'agricul-ture sont localisées en Europe du Nord, y compris le Royaume-Uni.

Si l'on se réfère

à

1a seule activité agricole, il est intéressant d'examiner certaines caractéristiques reflétant les aspects structurels et l'intensité des systèmes productifs. Dans le tableau n02 nous avons reporté ces éléments pour les trois pays où l'inégalité interrégionale est la plus

forte (RFA, France, Ital ie) et pour celui où elle est la plus faible, le Royaume-Uni, si l'on excepte le Danemark pour lequel se pose des problèmes des

données. Comme estimation des structures on a retenu la surface agricole uti-lisée par exploitation. Comme critère d'intensité on a pris la valeur ajoutée agricole par hectare. En plus du coefficient de variation on a retenu le rapport entre dernier décile et premier décile.

Tableau n02. Inégalité quant aux structures et

à

l'intensification pour les pays extrêmes et pour la Communauté.

SAU nar eXDloitation valeur aioutée nar ha de SAU

valeur

coefficient dern ier déc ilEmoyenne coeffic ient dern i er déc i 1e

moyenne

variation

1er décile en EUR

variation

1er décile

RFA 11,74 0, 37 3,26 462 0,46 2,94 France 20,56 0,48 4,57 273 0,50 5,23 Ital ie 4,83 0,59 6, 19 477 0,68 8,53 Roy. Uni 37,82 0,51 6,36 211 0,30 2,63 CEE 11,72 0,94 16,20 348 0,70 8, 14

.

Pour ce qui est de la SAU par exploitation, on constate que le pays disposant des surfaces les plus restreintes, en moyenne, est celui dont la dispersion est la plus forte. En effet l'Italie dont la SAU moyenne est seulement de 4,83 ha a un coefficient de variation de 0,59 supérieur

à

celui du Royaume-Uni (0,51). Toutefois le rapport entre dernier et premier déciles est plus élevé dans ce dernier pays qu'en Italie. La plus grande homogénéïté des structures se trouve en Allemagne où coefficient de variation et rapport entre dernier et premier déciles sont les plus faibles.

Lorsqu'on exam ine 1a val eur ajou tée par ha de SAU on vo i t que c'est encore en Ital ie que la dispersion est 1a plus forte mais avec une valeur moyenne élevée (la plus forte),· alors que le Royaume-Uni a la valeur moyenne la plus basse et la dispersion la plus faible.

2 _ L'évolution dans le temps

Il n'est pas aisé de suivre dans le temps l'évolution des dispa-rités régionales en raison du manque de statistiques. Cela paraît possible

uniquement

à

1 1intérieur de certains pays. Dans le Bénélux et au Royaume-Uni

il semble que l'homogénéïté assez grande ait pour effet une faible variation dans le temps des positions relatives de chaque province.

Au Royaume-Uni on constate que Northern Ireland, région la plus défavorisée est

à

l'indice 75 pour la valeur ajoutée par actif agricole en 1973 (indice 100 pour le Royaume-Uni). Pour l'ensemble des activités celle région est

à

l'indice 87 avec toujours une valeur 100 pour le pays entier. En 1961, les chiffres respectifs sont quasiment identiques (1).

(i)

Calculs effectués

à

partir de KENT-SMITH (Oerek). HARTLEY (El isabeth) United Kingdom RegionalAccounts. Economie Trends. Pour les actifs

cf. Eurostat - Statistiques Régionales 1973-74 p. 245. En ce qui concerne 1961 Cf. WOODWARD (V.H.) Regional Papers, Cambridge University Press.

De même en Irlande il n'y a pas semble-t-il d'évolution sensible des disparités interrégionales. Si l'on se base sur le revenu par tête, seul élément disponible (l) on constate qu'entre 1960 et 1969 il y a une légère

au9mentation du coefficient de dispersion de 0,20

à

0,22. Le county le plus pauvre, Leitrim, voit son retard s'accroître (pour la valeur 100 en Irlande on passe de 72,9 en 1960

à

69,

°

en 1969). Par contre la place relative de

Dublin reste stationnaire (de 131,7 en 1960

à

131,5 en 1969).

C'est pour la France, l'Italie et la République Fédérale d'Alle-magne que des observations plus précises peuvent être faites.

En ce qui concerne la France il est possible d'avoir une pers-pective sur 1a période 1962-1975. Mal heureusement 1es données existent

seulement au niveau de la région de programme. Il n'y a rien par département en 1962. Le tableau n03 présente la position relative, par rapport aux résul-tats France entière, des régions les mieux situées et les plus mal placées par rapport

à

la valeur ajoutée dans l'agriculture et dans l'ensemble des ac-tivités.

Tableau n03. Evolution entre 1962 et 1975 des régions extrêmes (valeur ajou-tée par actif dans l'agriculture et l'ensemble des activités/ France entière)

Agriculture Ensembl e des act ivi tés

1962 1975 1962 1975

région la plus défavorisée Limousin (0,57) Limousin (0,54) Limousin (0,71) Limousin (0,59) région la plus riche Picardie (1,81) Picardie (1,80) Ile de Fr. (1,22) Ile de Fr.( 1,57)

Sources: Agricul ture OUSSET (Jean) Les comptes reg,onaux de l'agricul ture de 1962

à

1967. Collection de l'INSEE R13 et Statistiques et indicateurs des régions françaises INSEE R 28-291977. Pour les actifs Cf. Recensement

Général de la Population de 1962 et RGP de 1975. Pour l'ensemble des activités Cf. PASSERON (Hervé) L'économie régionale en 1980 collection INSEE R 31 Avril 1978 p.57. Les estimations pour 1975 ont un caractère approximatif, résul tant de projections sur 1a base des PIS 1962 et PIS 1970 compte-tenu de l'évolution de l'emploi.

Ainsi voit-on apparaître dans le tableau n03 que la position relative de la région de programme française la plus défavorisée s'est dégra-dée, tant dans le domaine agricole que pour l'ensemble des activités. On note-ra pour l'agricul ture que le note-rapport entre Picardie (région la plus riche) et le Limousin (la plus pauvre) s'est légèrement creusé entre 1962 et 1975 passant de 3,15

à

3,33. Par contre, pour l'ensemble des activités le fossé s'est élargi puisque 1e rapport entre Ile de France et Limousin a évolué de 1,72

à

2,66.

Il convient de remarquer, malgré cette évolution, que le rapport entre extrêmes est plus élevé pour l'agriculture que pour l'ensemble.

lïT

Cf. ROSS (Miceal) Further Data on County Incomes in the Sixties. The Economic and Social Research Institute May 1972 p.17 et 19.

En Italie le même type de raisonnement peut être mené à la fois

sur les régions et sur les provinces.

Au niveau des régions, la plus riche au plan agricole en 1961

est Liguria suivie de Lombardia. La plus défavorisée est Molise. Le rapport

entre valeurs ajoutées par actif pour les extrêmes s'établit à 2,49. En 1971,

.Lomb"rdia vient en tête devant Liguria, la plus pauvre étant toujours Molise.

L'écart entre Lombardia et Mol ise atteint à 2,78. Si l'on considère le rapport

Liguria-Moi ise on a encore 2,76 ce qui correspond toujours

à

un

accroisse-ment des disparités.

Si l'on considère l'activité régional e dans son intégral ité on

constate qu'en 1961 le rapport entre extrêmes (Liguria et Mol ise) s'élève

à 2, 90. En 1971 pour ces deux mêmes régions qui se situent toujours

res-pectivement en tête et en queue le rapport a diminué à 2,41.

Si l'on suit les inégalités par province

les choses sont plus

dél icates car des gl issements importants interviennent dans le cl assement

entre 1961 et 1971 comme l'indique le tableau n04 pour l'agricCllture.

Tableau n04. Valeur ajoutée par actif agricole des provinces ital iennes les

plus défavorisées et les plus riches en 1961 et en 1971 (en indice,

Ital ie entière

=

100).

rang

1961

rang

1971

dernier

Potenza

57 0

dernier

Pot"nza

54,0

---

_____________ L _______

---

~---premier

Imperia

256,4

premier

Varese

287,5

deuxième

Varese

174,4

deuxième

Imperia 204,0

Note: La province Isernia se situe en 1971 après Potenza, mais la distinction

entre Campobasso et Isernia qui toutes deux forment la région Mol ise n'existe

pas dans les données de TAGLIACARNE utilisées pour l'estimation de la

valeur ajoutée. Cf.

Il reddito nelle provincie italiane 1951-1971 tav.

19.

Ed. F. angeli : Pour les actifs on a eu recours aUx résul tats des

Recense-ments Généraux de Population de 1961 et 1971.

Les rapports entre extrêmes se chiffrent à 4,50 ec:

1~:;1

et

à 5, 32 en 1971. La situation de Potenza tend à se dégrader dans le temps

tandis qu'il ya interversion dans le rang des premiers. Si l'on raisonne

par rapport à Imperia il ya réduction de l'écart entre 1961 et 1971. Mais si

l'on retient Varese il y a au contraire aggravation. En moyenne, on constate

un tassement des disparités (moyenne pondérée Varese- Imperia

=

236,9 en

1961 et 217,0 en 1971). Ceci est confirmé par l'examen du coefficient de

varia-tion qui diminue légèrement de 0,35 à 0,34. Par contre dans le domaine non

agricole il ya une baisse très marquée de ce même coefficient qui chute de

0,31 en 1961 àO,16en 1971.

En contrepoint à la France età l'Ital ie le cas de l'Allemagne

est intéressant à examiner. En effet dans ce pays fortement industrialisé les

structures socio-pol itiques sont différentes. Le degré de centralisation

y

est nettement moindre et la réal ité régionale s'exprime sur un plan

entre 1961 et 1970. Les divers éléments concernant les places respectives et les niveaux de valeur ajoutée par actif agricole pour les régions les plus riches et les plus pauvres figurent dans le tableau nOS.

Tableau nOS. Valeur ajoutée par actif agricole des 4 regierungsbezirke les plus défavorisées et des 2 plus riches en 1961 et en 1970 (en

indice, RFA = 100).

rana 1961 rang 1970

dernier Trier 66,3

dernier

Oberfranken 50,5

avant-dernier

Oberfranken 73,2

avant-dernier

Oberpfalz 52,3

-

Koblenz 74, 7

-

Niederbayern 54,6

-

Oberpfal z 76,2

-

Mittelfranken 68, 1

--- ---

_---

---premier

Bremen 174,9

premier

Düsseldorf 174, 1

deuxième Düsseldorf 149,8 deuxième Bremen 173,4

Source Das Brultoinl andsprodukt der Kreisfreien Stadte und Landkreise 1961 1968 und 1970. Volkswirtschaftl iche Gesamtrechnungen der Lander. Heft 4 Gemeinschafts Veroffentl ichang der Statistischen Landesamter.

Le tabl eau nOS rassemble 1es résul tats pour les deux premières

circonscriptions et les quatre dernières car, comme en Ital ie, des changements

importants sont intervenus dans le classement entre 1961 et 1970. Ainsi Trier au dernier rang en 1961, gagne 7 places en 1970. En considérant uniquement les extrêmes, le rapport entre la première région et 1a dernière passe de

2, 64 en 1961

à

3, 45 en 1970. Si l'on compare 1es pos i t ions respect ives des circonscriptions

à

la fois les plus mal situées en 1961 et en 1970 et les mieux pl acées, 1es résu 1tats sont du même ordre. Les rapports entre moyennes pon-dérées de Bremen-D'usseldorf et Oberpfalz- Oberfranken s'élèvent

à

2,04 en

1961 et 3,39 en 1970. Il Y a un double mouvement d'appauvrissement des plus défavorisées et d'enrichissement des mieux classées. Ceci transparait dans le coefficient de variation qui passe de 0,19 en 1961

à

0,35 en 1970, alors que pour l'ensemble des activités il varie peu de 0,14

à

0, 13.

3 _ Relation entre inégal ités et niveau de développement

De l'étude ponctuelle combinée

à

une approche plus dynamique ressort une conclusion essentielle: il y a une 1iaison entre inégal ités régio-nales et niveau de développement.

En effet, on constate que les inégal ités interrégionales,

toutes activités réunies, sont fortes dans les pays caractérisés par un

coeffi-cient de G ini ou un coefficoeffi-cient de variation élevé pour l'agricul ture (Ital ie et Irlande). Inversement, les pays

à

faibles disparités régionales 30nt ceux

UL<

l'agriculture est relativement peu inégalitaire, comme le Bénélux, le Danemark et le Royaume-Uni.

Or Italie et Irlande sont

à

l'intérieur de la Communauté les pays

où le revenu agricole est le plus bas et où-l'agriculture est

proportionnelle-ment la plus importante. Par contre les nations

à

faible

inégalité régionale

ont les revenus agricoles les plus élevés. Ce sont aussi celles où 11activité

agricole est la plus faible relativement.

Le tableau n06 synthétise Ces divers él éments pour les groupes

de pays extrêmes. Si on se réfère

à

la part de l'agricul ture tant dans les

actifs que dans la valeur ajoutée, comme critère de développement,on voit

bien apparaître dans ce tableau une liaison entre niveau de développement et

importance des inégal ités régionales.

Tableau n06. Disparités entre reglons, agriculture, et niveau de

développe-ment pour les pays les plus caractérisés de la CEE vers 1970.

Coefficient de Gini

val eur ajou-

Dart de l'aqriculturedans

dans l'agri-

dans l'en-

tée par actif

1es act ifs

la valeur

agricole

totaux

ajoutée

glo-cul ture

semble

(EUR)

baie

Irlande

0, 18

0, 14

2 051

25,85

16,90

1tal ie

0, 21

0, 14

2 256

19, 02

9, 00

Danemark

0, 04

0, 05

4750

10,66

8,83

U.E. B.

L.

0,12

0, OS

4452

5,69

3,70

Pays-Bas

0, 08

0,06

5 434

7,97

6,26

Royaume-Uni

0, 07

0,04

3770

2,79

2, 12

Williamson

(1)

exprime cette idée après une analyse concernant

24 pays rangés en 7 cl asses de développement. Il étudi e 1es inégal i tés régi

0

-nales internes

à

ces nations et

à

ces 7 groupes de nations pour la période

1945-1960. Il met en évidence une croissance du degré d'inégalité quand

on passe des pays:les plus riches vers les pays situés dans le milieu (groupe

à

coefficient de variation de 0, 14 et groupe IV

à

0,46). Ensuite les nations

les plus pauvres du dernier groupe, telles l'Inde, sont caractérisées par un

coefficient plus faible (0,27).

Pour Will iamson il existe un processus de développement impl

i-quant une courbe en forme

de

U renversé pour les disparités interrégionales.

Notons qu'il s'agit toutefois de disparités de revenu par tête et non de valeur

ajoLitée, ce qui indique une orientation différente de l'anal yse et empêche des

comparaisons intersectorielles. Will iamson rassembl ant des données sur 1a

longue période pour 15 pays indique que les premiers stades du développement

sont bien caractérisés par une augmentation des inégal ités régionales qui

tendent ensuite

à

décroître. En fait, slil constate bien une décroissance après

les années 1930 pour les Etats-Unis et le Canada, de même que pour

l'Allema-gne et les Pays-Bas, il trouve une certaine stabilité pour la France et l'Italie.

TïTWILLIAMSON (Jeffrey) Region21 Inequal ity and the Process of National

Development : A description of the patterns. Economic Developpement and

Cultural change 13 (July 1965), part 2.

Bien que 1imitées

à

trois pays européens, nos propres observa-tions ne vont pas exactement dans Je même sens. S'il ya bien une relation entre inégalités et niveau de développement le schéma au cours du temps d'une croissance des disparités suivie d1un déclin ne paraît pas si simple si lion en ·juge d'après le tableau n05.

Tableau n05. Evolution des disparités en France, Allemagne et Ital ie. Eléments de comparaison et d'expl ication.

France R. F. Allemagne Ital ie

(période 1962-75) (période 1961-70) (période 1961-7J) rinégal ité

- dans l'agriculture légèrement croissante fortement croissante plutôt stabl e

1-

dans l'ensemble fortement croissante plutôt stable

fortement décroissante

,~del'agriculture

en 0/0 des actifs de 20

%

à 1

a

0/0 de 1 1 0/0 à80/0 de 29 0/0 à 17 0/0 taux de croissance PIS

- global 5,5 0/0 4, 6 0/0

4,70/0

- par habitant

4,60/0

3, 8 0/0 3,9

%

- par pers.

occupée

4,7

%

4, 6 0/0 5,

a

0/0

yal. aio. par actif agri.

val. aj. par actif totaux 0,51 à 0,48 0,46 à 0,41 0,52 à 0,55

pour 1e taux de croissance du PIS cf. Eurostat Statistiques de base de la Com-munauté 1973-74 p. 24 (période sur laquelle le taux annuel est calculé: 1963-73) Sur la période 1960-70 1es taux par personne occupée sont respectivement de 5, 1

%

de 4,4

%

et de 6, 1

%.

Si l'on se fie aLb< deux cas extrêmes Ital ie et Allemagne la thèse de Williamson est parfaitement vérifiée. L'Italie, pays moins développé que l'Allemagne se caractérise par une diminution marquée des disparités régiona-les dans leur ensemble, l'Allemagne elle étant plutôt stable. Le secteur agri-cole est au contraire marqué par une croissance des inégal ités en RFA tandis que l'Ital iè'°n\)f\.\\ôt un état stationnaire dans ce domaine. On notera que

l'Italie est le seul des trois pays dans lequel le rapport entre valeur ajoutée par actif agricole sur valeur ajoutée par actif dans l'ensemble des secteurs ait augmenté (de 0,52 en 1961 à 0,55 en 1971).

Ce double mouvement de réduction des inégal ités globales entre régions ital knnes et d'augmentation relative du revenu agricole s'expl ique essentiellement par des transferts de population du Sud vers le Nord. On voit qu'en début de période la population active agricole représente une proportion de 29

%

contre 17

%

seulement 10 ans après. Il semble qu'il y ait eu une

combinaison entre mobilité professionnelle et mobilité géographique aboutissant

à

une relative égalisation des revenus agricoles et

à

une diminution des

SALVATORE (1) aboutit

à

une conclusion de ce type. En effet, pour cet

auteur les migrations de travailleurs

à

l'intérieur de l'Italie s'expliquent

à

la fois par les écarts entre taux de chômage et les différences de salaires entre le Mezzogiorno et le Nord. On peut penser queïes créations d'emplois

intervenues dans la période récente dans le Sud o.nt joué dans le même sens. Ces divers éléments expliquent aussi pourquoi l'Italie a connu sur 1a période étudiée un taux de croissance par personne occupée supérieur

à

celui des autres pays.

Le cas de la France est particulier. Elle vient en tête pour les inégalités régionales dans l'agriculture, au moins pour le coefficient de variation, alors que pour l'ensemble des activités elle est au 3è rang. Ceci avec une valeur ajoutée par actif dans l'agriculture et dans l'économie globale supérieure

à

la moyenne européenne. Par contre la proportion d'actifs dans le primaire est supérieure

à

celle de la C. E. E. (12,1 % contre 9,9%).

Dans cette situation la France devrait connaître une évolution

s'êp;:>êrentant

à

celle de l'Allemagne. Tel est le cas pour l'agriculture où les inégalités augmentent dans le temps. Mais pour l'ensemble de l'économie la

France se caractérise par un accroissement des disparités régionales, qui

selon le schéma de Will iamson, l'apparenterait

à

un pays dans les premiers stades du développement.

Celle question mériterait donc une étude plus approfondie portant sur un plus grand nombre de pays et sur une période plus étendue. Ceci ?fin de préciser si la France constitue une exception ou si la relation entre développement et degré d'inégal ité régionale n'est pas plus complexe.

l ï )

SALVATORE (Dominick) An Econometric Analysis of Internai Migration in Italy. Journal of Regional Science. Vol. 17 n03 1977.

Chapitre 1. SPECIFICATION D'UN MODELE DE L'AGRICULTURE EUROPEENNE

Les études descriptives concernant les disparités régionales dans l'agriculture et dans l'ensemble des activités aboutissent à des résultats intéressantse Néanmoins, elles sont insuffisantes. Au-delà, i l convient de s'interroger sur les facteurs qui expliquent la situation constatée à un moment donné, et sur les processus historiques ayant conduit à cet état de fait.

L'analyse économétrique que nous avons cenée propose des éléments de réponse à la première partie de cette interrogation. Elle fournit un éclairage nouveau des facteurs qui rendent compte au début des années 1970 des écarts de revenu observés dans l'agriculture. Mais c'est une analyse de coupe. De ce fait, elle ne peut pas donner une réponse complète à la question des enchaînewents qui ont eu lieu dans le passé. Toutefois, par la diversité des situations existant dans toute l'Europe, elle embrasse des niveaux de développement régionaux extrêmement divers. Cela permet d'envisager des hypothèses de nature historique constituant autant de voies pour une recherche future.

L'élaboration du modèle éconornétri~u~prolonge notre démarche antérieure. En effet, l'étude descriptive du chapitre introductif aboutit à un constat général : i l y a une liaison entre in~galités interrégionales pour l'ensemble des activités, et inégalités relatives à l'agriculture. Nous avons synthétisé cela en rattachant les disparités au niveau de développement. Pour notre propos, nous pouvons traduire cette assertion en déclarant que les

facteurs exogènes jouent un rôle important dans l'explication des différences de revenu agricole. Plus précisément, nous pouvons faire l'hypothèse que le niveau moyen des résultats agricoles d'une région dépend outre des caractéristiques proprement agricoles, de la place de cette agriculture dans l'économie locale.

Tout l'objet de notre démarche consiste à formaliser

cette hypothèse afin de spécifier un modèle qui permettra de la tester. Mais auparavant i l faut définir exactement les variables qui vont jouer. D'une part, la variable dépendante dont on cherche à expliquer les variations, d'autre part, les variables indépe~~~.~esqui représentent

l'ensemble des facteurs explicatifs. Parmi ces dernières, nous distin-guerons celles qui décrivent l'agriculture et celles qui rendent

compte de sa place dans l'économie.

1. Variable dépendante : revenu agricole moyen

Pour estimer le revenu agricole moy~~, la-valeur ajoutée agricole par actif constitue un ~xcel1ent compromis du double point de vue des exigences théoriques et de la disponibilité en données statistiques comparables.

Pour une région donnée et une période fixée, la valeur ajoutée agricole mesure la valeur nouvelle créée par l'agriculture au cours du processus de production. Augmentée des subventions d'ex-ploitation, la valeur ajoutée brute permet de rémunérer l'ensemble des facteurs de production qui ont coopéré au sein de l'agriculture de la région à l'élaboration des produits. En ce sens la valeur ajoutée correspond à une somme de revenus. Sur le plan pratique, cet agrégat est disponible au niveau régional pour llensemble de la Commu-nauté en

1970.

Par ailleurs les comptes pour chaque état membre sont élaborés selon les mêmes bases, ce qui rend les données statistiques

comparables à condition d'exprimer les agrégats en une même unité monétaire. Nous n'entrerons pas ici dans des détails présentés dans une précédente publication (1).

Au niveau communautaire, la seule information homogène sur le travail par branche d1activité concerne la population active. Aussi avons-nous rapporté la valeur ajoutée agricole de chaque région au nombre d'actifs employés dans l'agriculture. Cette mesure du revenu moyen est critiquable étant donnée l'existence de fortes différences dans la qualification de la population active agricole européenne. Par ailleurs une telle mesure ne tient pas compte de l'agriculture

à temps partiel et du degré de sous-emploi variable selon les agri-cultures. Une évaluation du travail en une unité telle que la personne - année - travail serait de ces points de vue préférable si elle était possible. Les imperfections de la valeur ajoutée agricole par actif comme estimation du revenu moyen devront rester présentes à l'esprit dans la suite.

2. Description de l'agriculture

La disponibilité en données statistiques régionales relati-vement homogènes au niveau communautaire limite largement le choix des variables qui décrivent l'agriculture. Par ailleurs, il est souhaitable d'avoir des résultats à la fois précis et permettant une interprétation économique fructueuse. D'où la nécessité de trouver un moyen terme entre une description détaillée et une peinture schématique de l'agriculture.

Les études typologiques sur les régions peuvent servir de guide (1) et (2). Elles montrent en effet qu'il est possible de carac-tériser l'agriculture d'une région à partir d'un ensemble relativement restreint de variables: mode d'utilisation du sol, importance et nature du cheptel qui décrivent le système de production ainsi que

la répartition du nombre d'exploitations par classe de surface qui se rapporte à la structure des exploitations.

(1) RAINELLI P., BONNIEUX F., Situation et évolution structurelle et socioéconomique des régions agricoles de la Communauté, op. cit. Annexe Statistique, tome II.

(2) RAINELLI P., Analyse régionale des structures socio-économiques agricoles. Essai de typologie pour la Communauté des Six. Infor-mations Internes sur l'Agriculture, CeE, nO 139, janv. 1973.

2-1 Mode d'utilisation du sol

La surface agricole utilisée(l!SAU) au niveau r~gional peut être décomposée selon trois grandes orientations, en distinguant les terres arables (STL) 1 les prairies permanentes (5TH) et les cultures permanentes

(SVF)

:

SAU

=

STL

+

STH

+

SVF

Un raffinement supplémentaire consiste à distinguer les céréales (SCE) des autres terres arables (SCF) :

STL

=

SCE

+

SCF

On ne dispose pas au niveau communautaire d'Iformations suffisantes, pour envisager une description plus fine du mode d'utilisation du sol. Nous avons donc trois descriptions possibles, la plus synthétique ne compte qu'une seule varia=le et traite la terre comme un facteur homogène. La plus complexe distingue quatre catégories de terre.

Le cheptel (2)(UGB) est connu au niveau régional ainsi que sa répartition entre les bovins (BOV), les porcins (POR), les volailles (VOL) et les ovins-caprins (DCA)

UGB

=

BOV

+ FOR + VOL + OCA

On dispose ainsi de deux descriptions possibles du cheptel selon qu'on le considère.comme un tout ou qu'on fait intervenir sa composition.

Tableau 1. Système de pr?duction moyen par pays

:-~erficies en ha par actif

SAU

terres prai.ries per cultures per céréales

UGB

uni tés arables

man en tes

manentes

par

actif

AllemagnE:.

6,6B

3,87

2,76

0,05

2,69

8,07

France

13,16

6,87

5,62

0,67

3,77

8,97

Italie

4,73

2,43

1,49

0,81

1,51

2,87

UEBL

7,83

3,80

3,95

0,08

2,31

14,74

Pays-Bas

6,10

2,27

3,72

0,

t1

0,99

14,90

Danemark

12,89

11 ,54

1,30

0,05

7,21

17,35

Irlande

17,56

5,27

12,28

0,01

1,40

19,91

Royaume Uni

17,89

9,18

8,60

0,11

5,47

23,60

CEE

8,84

4,64

3,71

0,49

2,73

8,42

(1) Les surfaces sont exprimées en hectare par actif.

Tableau 2. Répartition de la SAU par grande orientation (en %)

terres prairies cultures

céréales

arables lPe nnanen tes permanentes

Allemagne

57,92

41,39

0,69

40,29

France

52,21

42,67

5,12

28,68

Italie

51,50

31,46

17,04

31,84

UEBL

48,53

50,45

1,02

30,30

Pays-Bas

37,16

61,01

1,83

16,29

Danemark

89,51

10,09

0,40

55,93

Irlande

30,03

69,90

0,07

7,97

Royawne Uni

51,31

48,07

0,62

30,56

CEE

52,49

41,97

5,54

30,88

Tableau 3. Nombre d'exploitations par classe de surface (en %)

0-2 ha

2-10 ha

10-20 ha

20-50 ha

+

50 ha

Allemagne

24,25

37,79

21,76

14,38

1,82

France

17,80

28,99

22,35

23,28

7,57

Italie

57,91

33,68

5,13

2,25

1,04

UEBL

34,91

34,31

18,88

10,40

l,50

Pays-Bas

20,73

35,01

28,14

14,81

1,31

Danemark

2,88

28,14

29,42

32,26

7,30

Irlande

8,40

30,35

29,87

23,51

7,88

Royaume Uni

8,37

25,20

17,40

24,44

24,59

CEE

37,58

32,79

14,24

11,46

3,93

Dans un premier temps pour décrire le système de production noUS n'avons fait intervenir que le mode d'utilisation du sol. Puis nous lui avons associé le cheptel en nous intéressant particulière~nt

aux trois ensembles suivants de variables :

SC\ ?> SCF _S~H SVF _U~B

t

STL STH

sk

UGB

_,

•

•

_str.

~

,l-, • ...

STL STH BOV POR VOL OCA

Les données par pays (tableaux 1 et 2)

font apparaître une partie de la

On connaît par reglon les effectifs des,exploitations selon cinq classes de surface, on indique cette distribution en pourcentage par pays (tableau 3). C1est la seule donnée intrarégionale dont nous disposions,pour la résumer on peut utiliser le coefficient de Gini de la distribution. Son calcul à partir de cinq classes pose évidemment des problèmes de précision. Aussi, avons-nous encadré sa vraie valeur par une borne inférieure et une borne supérieure et nous avons retenu

leur moyenne arithmétique comme estimation du coefficient de Gini.

La structure des exploitations complète la description de

l'.agriculture. Nous ne l'avons in trodui te que dans di vers

approfondis-sements du modèle, nous laisserons donc cette donnée statistique de côté pour 1finstan t.

3. Place de l'agriculture dans l'économie

Le choix des variables qui rendent compte de la place de l'agri-culture dans l'économie r~gionale est étroitement limité par la nature des données statistiques disponibles. En fait, les seules informations

ho~ogènes que nous ayans, portent sur la valeur ajoutée et la population active par branche d'activité.

Toutes choses égales par ailleurs la part relative de l'.agricul-ture dans la population active constitue un indicateur du niveau de

développement économique. Les déplacements de population active hors du secteur .agricole dépendent d'un certain nombre d'incitations liées en particulier aux possibilités demploi et au niveau de revenu dans les autres secteurs de l'économie. Une diminution relative de la popu-lation active agricole peut dans le meilleur des cas augmenter la productivité du travail dans l'agriculture ainsi que dans le secteur non agricole. Mais d'autres cas de figure sont concevables, ainsi peut-il y avoir des déplacements d'actifs vers des secteurs aux effectifs déjà pléthoriques comme le tertiaire dans certains cas, qui se traduisent par une diminution de productivité hors de l'agriculture. De m~me la baisse relative de la population active .agricole n'entraîne pas nécessairement une amélioration de la productivité du travail d~îS

l'agriculture, en effet les systèmes de production en ~igueur sont étroitement liés à la quantité de main-d'oeuvre disponible. Certaines spéculations ne peuvent pas ~tre envisagées sans une main-d'oeuvre abondante, pour des travaux saisonniers par exemple. On voit dooc ici toute l'importance de la clause, toutes choses .égales par ailleurs.

Cette remarque faite, on peut retenir comme indicateur global synthé-tique de la place de l'agriculture dans l'économie le pourcentage d'actifs agricoles dans la population active tot~le (PAR).

On pourrait imaginer de retenir comme indicateur de la place de l'agriculture dans l'économie sa contribution relative (Y) à la valeur ajoutée totale. Les deux indicateurs Y et PAR sont étroitement liés comme le montre l'équation de régression suivante qui a été

ajustée sur les 295 régions de la Communauté

y

=

0,44 (0,99)

+

0,59 PAR (31,58)

( 1)

On obtient une droite qui passe par l'origine et dont la pente est comprise entre 0,56 et 0,63 (avec une probabilité de 0,90). Il est

normal qu'elle soit inférieure

à

un, en effet sauf exception, la

valeur ajoutée par actif est plus faible dans l'agriculture que dans le reste de l'économie, en moyenne européenne on observe un rapport de 0,47. L'élasticité de Y par rapport à PAR est proche de un au point moyen, puisque l'intervalle de confiance au seuil de 0,90 va de

0,91 à 1,02. Cette valeur élevée traduit la sensibilité des variations de valeur ~utée agricole relative aux variations de population active "agricole re la ti ve.

Un tel ajustement ne correspond qu1_{à une situation moyenne et}

les points représentatifs de nombreuses régions (graphique 1) s l_écartent

de la droite ajustée. Pour bien comprendr~ la nature des résidus

an"alysons plus à fond le sens économique de cette relation. L'ordonnée

à" l'origine étant statistiquement nulle, on peut raisonner sur le rapport Y/PAR des deux indicateurs qui nlest autre que le rapport de la valeur ajoutée ?gricole par actif à la valeur ajoutée non agricole par actif. I l s'?git donc d'un rapport de revenu, qui dans le mesure où on peut assimiler revenu par tête et productivité du travail,

permet une comparaison interrégionale de la productivité du travail dans l'agriculture relativement à la productivité du travail hors de l'agri-culture.

De telles comparaisons nécessitent beaucoup de précautions car elles requièrent le respect d'hypothèses restrictives. Tout d'abord elles reviennent à admettre qu'il est possible de comparer dans une même ~égion les productivités de br~c~es hété~ogènespuis de généra-liser cette comparaison en rapprochant les rapports de différentes régions. Sur un autre plan, i l est clair que les écarts de valeur ajoutée par actif entre secteur agricole et reste de l'économie ne tiennent pas qu'3'l.X différences de proàuctivi té du travail. De nombreux autres facteurs interviennent : facteurs liés à la structure des

branches, à la nature des produits et èes marchés sur lesquels ils sont écoulés, facteurs liés au pouvoir èl~rganisationet de négociation.

VAl,~Iouléea9rl.

: val. lIjoulée totale

.390 .354 .319 f [ :

,

E E E [ E [ E E E [ _r E E .284 E

f---·---+---+---+---+---+---.---.---.--- .

[

o

[ [ B FrN

o

1 E 0 [ N f f 1 I [ [ N o <)ClirS llnricolns tolal aclif [ F . Fr;;lnce G -Allemagne 1 - lIai je B • Belgique E - Irlande W· Royaume-UnI 0 - O<.\ncmilrk N - P<lys_Bas 1 E E E 1 1 [ [ 1 1 [ E If f i [ [ [ 1 1 I l [ Fr w [ 1 [ 1 1 [ [ E If 1

o

E 1 I l [ 1 [1 [ [ Fr G 1 [ I I [ l Ff f l G G G G [ 1 [ [ [ I l [ G G 0 E 0 O[

o

G E NO Fr [ 1 W[F N [ 1 1 [ 1 [ I l [ [ 1 fiN 1 1 1 [ 1 GI G [ [ GGI L G G [ [ [ 1 1 Bf ONGf BW [N W [W ON G f NI OIGGf N OIoiG DI f wfw8J f 1 F Wwl O G f G :EwGtJIGGFl , IG • }4 4 .214 .249 .004 .014 .119 .039 .109 Note • 001 .066 .\25 .H15 .244 .303 .363

Les points multiples n'apparaissent pas sur ce graphique.

Enfin sur un plan statistique la valeur ajoutée agricole par actif

sous estime largement le revenu agricole moyen dès ,lors que l'agriculture

à

temps partiel est développée ou que le taux de sous-emploi est élevé.

L'étude interrégionale des poids respectifs de l'agriculture

dans la population active et dans la valeur ajoutée doit donc être

conduite moyennant de nombreuses réserves. Le tableau 4 donne la

posi-tion des

r~gions

européennes vis-à-vis de ces deux indicateurs. on

peut imaginer dans ce tableau une division en trois zones. La première

associée aux régions caractérisées par un apport de revenu intersecteur

proche de la moyenne européenne correspond

à

la bande de plan située

autour de la diagonale principale du tableau. Au-dessus de cette

diago-nale on trouve les régions où l'écart en défaveur de l'agriculture

est plus élevé que la moyenne. A l'inverse, en dessous se trouvent

les

r~gions

plus favorisées que la moyenne en terme de rapport

intersectoriel de valeurs ajoutées par actif.

L'étude comparative du poids de l'agriculture dans la population

active et dans la valeur ajoutée montre les relations économiques et

statistiques qui existent entre ces deux indicateurs. Pour une période

donnée leurs valeurs prennent implicitement en compte les

transforma-tions structurelles antérieures de l'économie. Toutefois le rapport

des valeurs ajoutées présente l'inconvénient de dépendre des rapports

de prix entre l'agriculture et le reste de l'économie. Or dans les

com-paraiso~ ~nter~égionales

qui portent sur plusieurs pays, ces rapports

sont âifférents et dépendent de la structure des économies nationales.

Le

rapport des actifs échappe

à

cette critique et para!t préférable

pour mesurer la place de l'agriculture dans l'économie. Son principal

inconyénient que nous avons déjà signalé a trait

à

l'hétérogénéité

de la population active. Ce défaut est en fin de compte bien moindre

que ceux du critère de la valeur ajoutée relative.

4.

Les relations

~utuelles

des variables explicatives

NouS avons donc six ensembles possibles de variables qui

permettent de décrire l'agriculture. La place de cette dernière

étant caractérisée par l'indicateur

~ynthétique

rapport des actifs

agricoles sur population active totale, nous formons six ensembles

"de variables explicatives de

la valeur ajoutée agricole par actif.

Nous allons examiner pour chaque ensemble les relations mutuelles

qui lient ses variables en insistant sur les aspects de collinéaritë

qui sont fondamentaux dans l'optique d'un modèle explicatif.

Le système le plus simple de variables explicatives comporte les deux variables SAU et PAR. Leur association est

optimale

sur le plan statistique puisque le coefficient de corrélation simple de ces variables est nul, ce qui se traduit par un déterminant de leur matrice de corrélation égal à un.

Ces deux systèmes de variables obtenus en décontractant la surface ?gricole utilisée selon le mode d'utilisation du sol présentent

l'avan~age de permettre une analyse plus fine que précédemment. Bien qu'on soit dans les deux cas fort éloignés dlune situation de colli-néarité, le premier de ces ensembles qui repose sur une décomposition

de la SAD selon trois modes d'utilisation du sol parait pouvoir être

préféré au second sur la base du déterminant de la matrice de corré-lation. Pour l'ensemble à quatre variables, celui-ci vaut 0,90, alors qu'il ne vaut plus que 0,45 pour le système à cinq variables explicatives.

L'étude des coefficients de détermination de chaque variable en fonction des autres fait apparaître l'intérêt statistique très net de la description du mode d'utilisation du sol à partir des variables STL, STH, SVF plutôt que SCE, SCF, STH, SVF (t~lçau 5) . Pour le premier ensemble, on relève des coefficients de àétermination négligeables, alors que dans le second ceux-ci atteignent 0,43 pour les variables SCE et SeF. La décontraction de la variable terres arables risque donc de poser des problèmes d'interprétation inhérents à la collinéarité.

Tableau 5. Coefficients de détermination associés aux variables explicatives (STL, 5TH, SVF, P~) (SŒ, SCF, Slli, SVF, P~) STL

0,05

SCE

0,43

STH

0,02

SCF

0,43

SW

0,05

Slli

0,12

PAR

0,03

SW

0,05

p~

0,14

Une étude détaillée des liaisons entre variables en

utilisant les coefficients de corrélation (tableaux 6 et 7) permet de mieux décrire la structure de ces deux ensembles de variables explicatives. Les schémas suivants, obtenus à partir des coefficients

de corrélation siœple donnent un résumé de ces structures(l)

STL

\;

STH....=-. SVP

STL "'--'

STH~

PAR

SVP

SCE

~

SCF

>(1-STH

~

SVF

ensemble (STL, STH, SVF, PAR)

SCE

0...:-..

SCF

PAR

STH ..;.-.

SVP

schéma 1. ensemble (SCE, SCF, STH, SVF, PAR)

Les liaisons négatives observées entre cultures

permanentes

dlune part, terres arables et prairies permanentes d'autre part

traduisent les conditions de localisation de la production. Celles-ci

expliquent aussi qu'il n'y ait pas de liaison significative entre les

terres arables et les

prai~ies

permanentes. La décontraction de la

va-riable STL maintient la liaison

~égative

cultures permanentes-terres

arables puisque les coefficients de corrélation simple des variables

(SCE, SVF) et (SCF, SVP) valent respectivement - 0,19 et - 0,22. Par

ailleurs, on voit apparattre une liaison positive entre les prairies

permanentes et les autres terres arables qui correspondent

essentielle-ment

à

des cultures fourragères. L'inconvénient de la décomposition

de STL apparaît clairement

à

travers le coefficient de corrélation

simple de 0,57 entre SCE et SeF (2) • Cette liaison est responsable

pour une_ grande part du

coefficient

de détermination de 0,43

associés à ces

va~iables,

en effet 32

%

de la variance de SCE

est expliquée par SCF et inversement.

Les liaisons négatives entre poids de.l'agricultura d'une

part, terres arables et céréales d'autre part (corrélations simples

de - 0,15 et - 0,27)

traduisent simplement le phénomène de moins

forte disponibilité en terre là où la population active ,agricole

est importante. La légère liaison positive entre poids de l'agriculture

et prairies permanentes n'est pas cont!adictoire avec cet

~rgument.

Elle correspond à l'existence de zones, en Irlande et en

Sard~igne

par

exemple, où l'on rencontre une population active .agricole élevée et

d'importantes étendues toujours en herbe.

~us

ne retenons comme non nuls que les coefficients de corrélation

au moins égaux à 0,10. Ce qui correspond

à

un test au seuil de

0,90 basé sur l'hypothèse de normalité des variables explicatives.

Dans le premier ensemble de variables les coefficients de corré-lation simple demeurent somme toute faibles, le plus élevé en valeur absolue

vaut - 0,22 ce qui correspond à 5 % de la variance seulement. Il en résulte que les coefficients de corrélation simple et de corrélation par-tielle ont des valeurs voisines. Dans le second ensemble de variables la forte liaison des céréales et des autres terres arables n'est pas sans effet sur les corrélations partielles. Une fois éliminés les effets de la variable SCF on trouve une liaison négative (corrélation partielle négative de -0,28) entre les variables SCE et 5TH. Elle signifie qu'à autres terres arafules constante les céréales et les prairies permanentes sont concurrentes.

Tableau 6. Corrélations simples et partielles

corrél ations partielles corrélations 5TL 5TH 5VF UGB PAR simples .. 8TL, 8TH 0,05 1 1 0,02 -0,14 0,06 8TL, 8VF -0,22 1 -0,22 1 -0,13 -0,22 5TL, UGB 0,26 1 0,29 0,19 1 0,25 5TL, PAR -0,15 1 -0,16 -0,14 -0,13 1

--8TH, 8VF -0,12 -0,11 1 1 0,20 -0,13 8TH, UGB 0,58 0,59 1 0,60 1 0,61 8TH, PAR 0,10 0,11 1 0,11 0,22 1 8VF, UGB -0,45 -0,41 -0,47 1 1 -0,44 8VF, PAR 0,08 0,05 0,10 1 0,03. 1 UGB, PAR -0,13 -0,09 -0,23 -0,10 1 1