Cliométrie du chômage et des salaires en France,

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1 Cliomérie du chômage e des salaires en France, Résumé Le bu de ce aricle es de représener les évoluions macroéconomiques du aux de chômage e des salaires en France sur la période dans le cadre héorique du modèle WS-PS. Moyennan des hypohèses complémenaires, on monre que le chômage d équilibre a une composane chronique caracérisée par un excès du coû horaire réel oal du ravail par rappor à la producivié, une composane conjoncurelle caracérisée par la marge de producion disponible (conforme à la loi d Okun), e enfin une composane srucurelle incluan les faceurs fricionnels e echnologiques, caracérisée par une variable d éa sochasique. Les coûs sociaux associés au sous-emploi impliquen que le aux de chômage observé ne s ajuse que progressivemen sur sa valeur d équilibre, cee dernière dépendan du degré de rigidié de l emploi qui varie suivan les daes. L équaion des salaires es une moyenne pondérée des équaions WS e PS, ces dernières raduisan respecivemen les exigences des salariés e des employeurs dans la fixaion des salaires e des prix. Il en résule que la producivié du ravail, le niveau des prix, le aux de marge des enreprises e le aux de chômage son les principaux faceurs des salaires. Au plan de la méhodologie économérique, nous proposons une représenaion simulanée du chômage e des salaires fondée sur un modèle espace-éa, l esimaion de ce sysème éan effecuée suivan le filre de Kalman. Ce dernier perme l inroducion d une variabilié emporelle des paramères caracérisan la sensibilié des salaires e des prix par rappor au aux de chômage, cee sensibilié raduisan le degré de rigidié de l emploi qui dépend de changemens insiuionnels. Dans ce cadre d analyse, les composanes esimées du chômage d équilibre indiquen que le chômage chronique es négligeable jusqu en 1974, dae à laquelle il se développe pour aeindre un maximum de 7.5% en 1993, pour ensuie diminuer jusqu à presque % en 008. La composane conjoncurelle es naurellemen caracérisée par de nombreux minimas e maximas au cours de la période, allan de 0 en 1973 à 6.4% en 1993, sa valeur éan de l ordre de % en 008. La composane srucurelle es plus lisse que les précédenes e évolue enre 0.5% e.5%. Enfin, la spécificaion reenue indique un ajusemen progressif du chômage observé par rappor au chômage d équilibre, le délai moyen d influence esimé éan de l ordre de 3,3 années. Concernan la dynamique des salaires nominaux, elle apparaî effecivemen déerminée par le niveau des prix e celui de la producivié (avec des élasiciés quasi uniaires), par le aux de marge des enreprises (signe négaif), e par le aux de chômage avec une sensibilié variable suivan les daes, ce résula devan noammen êre relié à l évoluion du pouvoir syndical observé au cours de la période. Même si les résulas suggèren un équilibre dans le pouvoir de négociaion des salariés e des employeurs en moyenne sur l ensemble de la période, on observe une nee prépondérance des salariés jusqu au débu des années 80, suivie d une légère prépondérance paronale vers le milieu des années. Cliomerics of unemploymen and wages in France, Absrac - From a macroeconomic perspecive, his paper aims o represen he dynamics of he unemploymen rae and he wage rae in France over he period of In accordance wih he WS-PS heoreical model and subjec o complemenary hypohesis, we show ha he equilibrium rae of unemploymen is made of a chronic componen due o an excess of real wages compared o he labor produciviy, by a conjuncural componen characerized by he oupu gap (as like he Okun law) and by a srucural componen including fricional and echnological facors, represened by a sochasic sae variable. The social cos of unemploymen implies ha he observed rae of unemploymen adjuss gradually owards is equilibrium value, he laer depending on he degree of rigidiy of employmen which is ime varying. The rae of wage equaion is supposed given by a weighed average of he WS and PS equaions. As a resul, he wage rae depends on he levels of prices and produciviy, of he margin of companies and of he rae of unemploymen rae. A he empirical level, esimaions are made simulaneously for he unemploymen and wages wih a space-sae model based on he Kalman filer mehodology allowing for he inroducion of ime varying parameers characerizing he degree of rigidiy of employmen. In accordance wih his framework, we found ha he rae of unemploymen ends o adjus gradually o is equilibrium level wihin 3.3 years. The esimaed componens of he equilibrium unemploymen rae indicae ha he chronic componen is negligible unil 1974, bu increases since ha dae o ge a maximum of 7.5% in 1993, hen decreasing o reach abou % in 008. The conjuncural componen exhibis numerous minima and maxima during he period from zero in 1973 o 6.4% in 1993 o reach abou % in 008. As expeced, he srucural componen is smooher han he wo ohers and ranges beween 0.5% and.5%. The dynamics of wages depend of he levels of prices and of he produciviy wih elasiciies equal o uniy, on he margin of companies and on he rae of unemploymen wih a sensibiliy which is ime varying perhaps due o he evoluion in he rade union power during he period. Our oucomes also sugges ha he bargaining powers of employees and employers are raher balanced in he average over he whole period. Classificaion J.E.L. : E4, J, J30 1

2 Cliomérie du chômage e des salaires en France, Michel-Pierre CHELINI 1 e Georges PRAT Février Inroducion Le bu de ce aricle es d idenifier les principaux faceurs du chômage e des salaires en France sur la période Le cadre d analyse es macroéconomique puisque le salaire moyen horaire e le aux de chômage global son considérés pour l ensemble de l économie française. Ce ravail n a pas vocaion à rendre compe des évoluions suivan les branches, suivan les seceurs public ou privé, suivan les genres, suivan les régions, ou encore suivan les degrés de qualificaion des salariés. La modélisaion espace-éa proposée es fondée sur la méhode du filre de Kalman, e a pour objecif de fournir une représenaion simple e simulanée des évoluions hisoriques des salaires e du aux de chômage qui soien en accord avec la héorie économique. Cee dernière se réfèrera au modèle WS-PS, suivan lequel les prix e les quaniés son inerdépendans sur le marché du ravail, puisque les salaires dépenden du chômage alors que le chômage dépend des salaires. La liéraure économique poran sur la relaion salaire-chômage s es beaucoup focalisée sur l inerpréaion de rois approches : la courbe de Phillips, le modèle WS-PS e la «wage curve». La courbe de Phillips 3 radui empiriquemen en ermes de variaions des salaires nominaux l hypohèse suivan laquelle les salariés son d auan moins en mesure de négocier des hausses de salaires que le chômage es imporan. Un développemen de cee relaion perme d y inégrer l inflaion e la producivié : les variaions de salaires son alors une foncion croissane de l inflaion acuelle (e évenuellemen de la période précédene) e du aux de croissance de la producivié du ravail e décroissane du aux de chômage. En oure, en supposan classiquemen que les prix son fixés par les enreprises sur la base du coû salarial uniaire augmené d une marge bénéficiaire, on monre que l équilibre - caracérisé par le fai que le salaire réel croi au même ryhme que la producivié - es obenu lorsque le aux de chômage aein une valeur pariculière appelée NAIRU (non-acceleraing inflaion rae of 1 Universié d Arras. chelinimp@noos.fr IPAG Business School (Paris) e EconomiX (UMR CNRS, Universié de Paris Oues Nanerre La Défense) georges.pra@u-paris10.fr 3 Voir Phillips (1958).

3 unemploymen). 4 Les équaions de Phillips on fai l obje de nombreuses esimaions pour les pays indusriels. 5 Même si les ravaux empiriques confirmen que l inflaion, les gains de producivié e le aux de chômage son des faceurs de variaion des salaires, la courbe de Phillips a fai l obje de nombreuses criiques. 6 En premier lieu, sur le plan empirique, cee relaion n es jusifiable que si le aux de croissance des salaires e le aux de chômage son des variables saionnaires, ce qui es souven le cas pour le premier, beaucoup plus raremen pour le second. 7 En second lieu, si cee approche explique assez bien les variaions de salaires, le aux de chômage d équilibre que l on peu en déduire (NAIRU) ne représene souven pas valablemen l évoluion de long erme du chômage (Cois e al. 1996). En roisième lieu, la prise en compe des anicipaions d inflaion ainsi que de la poliique monéaire conduisen à perurber la relaion enre les variaions de salaires e de chômage. 8 Enfin, d après la héorie microéconomique, les salariés poursuiven au cours des négociaions un objecif en ermes de niveau de salaire réel e non en ermes de aux de croissance des salaires comme cela es suggéré par la courbe de Phillips. Dans les années 1980, le modèle WS-PS (Layard e Nickel (1985), Layard, Nickel e Jackman (1991)) es d une oue aure naure e peu dans une ceraine mesure êre vu comme une réponse aux criiques adressées à la courbe de Phillips. Le cadre es celui de la recherche d un équilibre avec imperfecion des mécanismes concurreniels sur le marché du ravail e le marché des biens, les équaions faisan inervenir les niveaux des variables (prix, salaires, emploi). L équaion des prix PS (Price-Seing) caracérise une relaion croissane enre les niveaux du salaire réel e du chômage andis que l équaion de salaire WS (Wage-Seing) éabli une relaion décroissane enre ces deux variables ; d aures variables mesuran divers aspecs conjoncurels ou srucurels du marché du ravail peuven êre inroduis pour expliquer les prix ou les salaires. Au cours des années 1990, un nouveau fai sylisé poran sur la relaion salaires - 4 Le NAIRU es la valeur du aux de chômage assuran la sabilié du aux d inflaion. Cee valeur sera d auan plus élevée que les revendicaions salariales son fores par rappor aux gains de producivié e que la sensibilié des salaires au aux de chômage es faible. 5 Voir le survol donné dans Serdyniak e al Voir noammen Serdyniak e al. (1997), Le Bihan e Serdyniak (1998) ainsi que Heyer e Timbo (00). 7 Voir noammen Collard e Hénin (1993). 8 Rappelons que la hèse monéarise (Milon Friedman noammen) essaie d expliquer ce consa en prenan en compe l ouverure de l économie sur le rese du monde e les anicipaions inflaionnises (lorsque le aux d inflaion anicipé es inférieur au aux d inflaion effecif, le aux anicipé s accroî, la courbe de Phillips se déplace vers le hau e on rerouve le aux chômage iniial qui es égal au aux de chômage «naurel»). Une aure raison peu perurber la courbe de Phillips e ien à la «règle de Taylor». D après cee règle, la Banque Cenrale poursui simulanémen une poliique monéaire de conrôle de l inflaion e de minimisaion de «l oupu gap», ce qui indirecemen (cf. la «loi d Okun»), implique la voloné de conrôler à la fois le aux d inflaion e de chômage. Auremen di, oue poliique monéaire basée sur cee règle conrarierai l exisence d une courbe de Phillips, puisque cee dernière implique un arbirage enre l inflaion e le chômage. 3

4 chômage a éé mis en évidence : la «wage curve». Cee dernière ne s inscri ouefois pas dans un cadre macroéconomique. En effe, sur une période donnée, la wage curve es consruie en poran les salaires réels moyens suivan les régions sur l axe des ordonnées e les aux de chômage suivan les mêmes régions sur l axe des abscisses. La courbe décrie par les données observées a une pene négaive : en moyenne, les salaires réels son d auan plus élevés que le chômage es faible. Noammen, Blanchflower e Oswald (1995) considèren des échanillons composés par de rès nombreux individus (1,5 million de salariés américains au oal). L élasicié obenue semble relaivemen sable e relaivemen indifférene aux aures condiions du marché, que les régions soien aisées, en siuaion moyenne ou en difficulé : à une augmenaion relaive du aux de chômage de 10% d une région à l aure correspond en moyenne une baisse des salaires d environ 1%. 9 Cee relaion empirique a reçu plusieurs confirmaions, noammen avec l analyse réalisée par Guichard e Lafargue (000). Si la wage curve apparaî robuse, son inerpréaion héorique n en es pas moins discuée dans la liéraure économique. Une inerpréaion simple e assez inuiive se réfère à la «pression» sur le marché du ravail, ce qui rejoin l inerpréaion simple d une courbe de Phillips où de l équaion WS 10 : oues choses égales par ailleurs, lorsque le chômage es faible (for), il exise une fore (faible) pression sur le marché du ravail caracérisée par une demande de ravail émanan des enreprises qui es relaivemen fore (faible) par rappor offre de ravail des salariés, impliquan un pouvoir de négociaion relaivemen for (faible) de ces derniers qui peuven alors plus facilemen obenir des salaires élevés, e, pour un niveau donné des prix, des salaires réels élevés. Cependan, alors que la wage curve se présene avan ou comme un fai sylisé, le modèle WS-PS consiue un cadre héorique général selon lequel il exise une inerdépendance complexe enre le aux de salaire e le aux de chômage faisan inervenir d aures phénomène, don noammen la producivié. Siué dans le cadre général du modèle WS-PS, e moyennan des hypohèses addiionnelles concernan le salaire de réservaion e les faceurs conjoncurels e srucurels présens dans ce modèle sans ouefois êre expliciés par ce dernier, ce aricle propose un sysème comprenan une équaion du aux de chômage e une équaion du aux de salaire, auxquelles son associées des équaions d éa raduisan le degré de rigidié de l emploi à une dae donnée. On monre ainsi que le aux de chômage observé end à s ajuser sur le aux de 9 Cee élasicié es observée pour de nombreux pays sur la période Sauf que les spécificaions son rès différenes, puisque la wage curve e l équaion WS fon inervenir le niveau des salaires réels andis que le aux de variaion du salaire nominal moyen inervien au dépar dans la courbe de Phillips. 4

5 chômage d équilibre comprenan rois composanes. La première radui un chômage de ype chronique, résulan de l excès du coû réel du ravail par rappor à la producivié. 11 La seconde composane radui un chômage de ype conjoncurel, représené par un erme proporionnel à la marge de producion disponible, cee dernière éan elle-même êre liée à des faceurs observables représenan la compéiivié des enreprises, la marge bénéficiaire des enreprises, le aux d inérê réel, les variaions de la masse monéaire e le aux d inflaion. Enfin, la dernière composane radui un chômage srucurel pouvan êre rapproché du concep de chômage «naurel» 1, sans ouefois se confondre avec ce dernier ; ce ype de sous-emploi es supposé capurer des faceurs fricionnels e echnologiques, sa dynamique éan représenée par une variable d éa sochasique. L équaion du aux de salaire suppose quan à elle que ce dernier es déerminé à une dae donnée par une moyenne pondérée des exigences des salariés e des enreprises en erme de salaire réel, ces exigences éan décries respecivemen par les équaions WS e PS. Il en résule que le aux de salaire dépend du niveau des prix, de la producivié du ravail, du aux de marge des enreprises e du aux de chômage. L exercice cliomérique présené ci-après cherche ainsi à éclairer simulanémen l hisoire du chômage e des salaires en France depuis à l aide à la fois de la héorie économique e d une echnique économérique adapée - le filre de Kalman permean de représener la variabilié emporelle du rôle joué par le chômage en an que variable d ajusemen enre les prix e les salaires dans le sysème WS-PS. Dans cee perspecive, la parie rappelle le cadre héorique général donné par le modèle WS-PS e présene les données saisiques qui on éé uilisées dans ce aricle. Les paries 3 e 4 son respecivemen consacrées aux représenaions espace-éa reenues du aux de chômage e du aux de salaire déduies du sysème WS-PS auquel des hypohèses complémenaires son 11 Nous reprenons ici le qualificaif de chômage chronique uilisé par Allais (1971, p. 50). Ce ype de sous-emploi doi s enendre comme renvoyan à l exisence d une rigidié à la baisse des salaires généran une offre de ravail excédenaire. 1 Tel qu'il a éé défini par Milon Friedman, le aux de chômage naurel correspond au aux de chômage d'équilibre - - aribuable en principe au chômage volonaire e fricionnel - vers lequel end une économie de croissance. Les valeurs esimées de ce «aux de chômage de plein emploi» son généralemen comprises enre 3% e 5% (voir par exemple Weiner (1993) e pour la France Heyer e Timbo (00)). Comme l on monré Esrella e Mishkin (1998), bien qu ils soien assez souven confondus, le aux naurel doi êre disingué du NAIRU (Non-Acceleraing Inflaion Rae of Unemploymen). Les valeurs esimées de ce dernier son généralemen plus élevées que celles du aux naurel. L'OCDE e le FMI publien régulièremen des esimaions du NAIRU pour la plupar des pays développés. Par exemple, pour la France, les valeurs esimées éaien de l ordre de 6% en 1980 e de 8% en 1999 (voir noammen Bonne e Mahfouz (1996), Richardson, Boone e al. (000)). 13 Le suje a fai l obje d un bon nombre de ravaux depuis les années Pour les aspecs pluô héoriques, le leceur pourra se référer à Von Mises (1958), Phelps (1968), Tobin (197), e plus récemmen à Villa (1994). Pour les aspecs plus empiriques, on peu se référer à Fioussi (1973), Marczewski (1977), Schor (1985), Cahuc e Zylberberg (1996), Salanié (000), Gérard-Prenveille (003), Beffy e Langevin (005). 5

6 adjoines. La parie 5 présene la méhode d esimaion simulanée des équaions du aux de chômage e du aux de salaire avec le filre de Kalman ainsi que les résulas obenus sur la période Enfin, la parie 6 donne les conclusions. - Le modèle chômage-salaires : cadre héorique e données saisiques L approche proposée a pour bu une représenaion simulanée du aux de chômage e des salaires nominaux en France sur la période Après avoir rappelé le cadre héorique général du sysème WS-PS (.1), nous présenerons les séries saisiques uilisées dans ce aricle (.)..1 Rappel du modèle WS-PS Le modèle WS-PS inègre l imperfecion des mécanismes concurreniels sur le marché du ravail (Layard e Nickel (1985), Layard, Nickel e Jackman (1991)). Ce modèle repose sur la considéraion explicie des négociaions enre salariés e employeurs e perme de monrer que la valeur du aux de chômage d équilibre es plus élevée que celle du aux de chômage «naurel» ou «srucurel» défini ci-dessus. L équaion du aux de salaire WS (wage seing) éabli une relaion croissane enre le salaire réel e l emploi (i.e. décroissane enre le salaire réel e le chômage 14 ), d aures variables représenan divers aspecs conjoncurels ou srucurels du marché du ravail pouvan influencer les salaires désirés par les salariés. Pour un salaire de réservaion donné, l exigence des salariés croi avec les prélèvemens sociaux e diminue avec l imporance du chômage. Le salaire réel bru désiré par les salariés es décri par l équaion WS suivane où les logarihmes des variables son considérés excepé pour le aux de chômage e les aux de prélèvemens sociaux) 15 : R s p s p ] cs k1 avec : [ U fs k1 0 (1) s : niveau du salaire bru p : niveau des prix R s p ] : salaire réel ne de réservaion (minimum «exigé» par le salarié, [ exogène à l équaion (1)) 14 Noons ici que le signe de cee relaion es conforme à celui des «wage curves». 15 Nous nous inspirons ici quelque peu de la présenaion pédagogique du modèle WS-PS faie par Simonne (008). 6

7 cs : aux de prélèvemen social supporé par les salariés (par rappor aux salaires nes) fs : faceurs influençan les salaires, aures que les prix, le chômage e les prélèvemens sociaux k 1 : sensibilié du salaire réel par rappor au aux de chômage Simulanémen, l hypohèse d une producivié marginale du ravail décroissane avec le niveau d emploi, joine au comporemen des enreprises qui son supposées maximiser leurs profis, condui à une demande de ravail par ces dernières qui es décroissane avec le salaire réel. Pour une producivié donnée, l équaion de fixaion des prix PS par les enreprises (price seing) éabli alors une relaion croissane enre le niveau du salaire réel e celui du chômage 16, d aures variables représenan divers aspecs conjoncurels ou srucurels du marché du ravail pouvan inervenir, don le aux de marge des enreprises. En oure, les employeurs répercuan les prélèvemens sociaux sur leurs prix, le niveau des prix es alors décri par l équaion PS que l on peu écrire sous les deux formes équivalenes suivanes: ou encore avec : p s ce k U fp k 0 () s p ce k p : niveau des prix U fp ce : aux de prélèvemen social supporé par les enreprises (par rappor aux salaires nes) : producivié du ravail fp : faceurs influençan les prix aures que les salaires, les prélèvemens sociaux, la producivié e le aux de chômage. NB : le aux de marge des enreprises xm es a priori inclus dans les faceurs k 1 : sensibilié des prix par rappor au aux de chômage fp Les équaions (1) e () caracérisen les comporemens quan à la fixaion des salaires par rappor aux prix (WS) e la fixaion des prix par rappor aux salaires (PS), la variable 16 Cee relaion es conforme à la «loi de Rueff» éablissan une corrélaion posiive enre salaire réel e chômage. Rueff (195) suggérai que la rigidié à la baisse des salaires éai une cause majeure du sous-emploi en Grande- Breagne au débu des années

8 d ajusemen enre le salaire réel désiré par les salariés «wage-seers» e celui désiré par les employeurs «price-seers» éan le aux de chômage. Le degré de flexibilié de l emploi pouvan varier au cours du emps suivan les règles insiuionnelles, il paraî opporun - comme nous l avons fai - de laisser aux sensibiliés k 1 e de chômage la possibilié de varier suivan les daes. k des salaires e des prix par rappor au aux. Données saisiques uilisées Les séries saisiques de base uilisées dans ce aricle on éé délibérémen éablies en données annuelles car les salaires conemporains, encadrés par les convenions collecives, son négociés ous les ans ou ous les deux ans, mais pas ous les rimesres. Les données rimesrielles, rès uilisées dans les modèles macroéconomiques, on donc éé écarées, ce qui laisse évidemmen échapper l évaluaion des effes inra-annuels, mais le choix d une période longue de plus d un demi-siècle compense en parie le choix de données annuelles. 17 Les séries saisiques suivanes son présenées avec leurs sources dans l Annexe 1 : 1. PIB (indice). Salaire annuel moyen ne (en euros) 3. Coisaions salariales annuelles moyennes (en euros) 4. Coisaions paronales annuelles moyennes (en euros) 5. Salaire annuel moyen bru (euros) 6. Coû oal annuel moyen du ravail (série + série 3 + série 4, euros) 7. Prix de déail (indice) 8. Prix de gros (indice) 19. Déflaeur du PIB (indice) 10. Producivié horaire du ravail (indice) 11. Nombre de chômeurs au sens du BIT 1. Populaion acive au sens de la compabilié naionale 13. Populaion acive salariée oale 14. Taux d inérê à long erme (rendemen des obligaions des sociéés, % an) 15. Durée annuelle du ravail pour un salarié (en heures ravaillées) 16. Taux de marge des sociéés non financières 17. Taux de couverure des imporaions par les exporaions 18. Masse monéaire M1 19. Journées de grève (journées individuelles non- ravaillées) en millions 0. Effecifs syndiqués, oal en milliers d adhérens N.B. : ous les indices on éé mis en base 1950 = 1 17 Pour les analyses hisoriques des salaires sur longue période, voir noammen Baye (1997), Boyer (1978) e Chélini (013). 8

9 Les séries de la compabilié naionale son iniialemen exprimées en francs 18 puis converies en euros. 19 Les aures séries son exprimées en indices ou en uniés. La plupar des séries n on pas posé de problème pariculier, en-dehors de leur dispersion dans les publicaions, car elles couvraien généralemen oue la période sans grande césure. Le aux d inérê à long erme e la durée annuelle du ravail on nécessié des élaboraions complémenaires. Le problème es souven celui de l homogénéié hisorique des séries que les progrès saisiques bonifien par vagues : ainsi pour la France, l année 1970 choisie alors comme nouvelle base, a cumulé suffisammen d amélioraions pour créer une ceraine rupure qualiaive enre les séries anérieures e celles qui les prolongen. 0 Concernan les salaires e les coisaions sociales, l INSEE a publié récemmen des séries longues du salaire annuel moyen ne ainsi que des aux de coisaion salariale e paronale calculés par rappor au salaire moyen bru annuel (incluan donc les coisaions sociales à la charge des salariés). On peu facilemen déduire de ces saisiques les niveaux des coisaions salariales (série 3) e paronales (série 4) associées au salaire moyen annuel ne. 1 Sur la base de ces séries, nous avons calculé rois indicaeurs : (i) le salaire horaire ne (excluan oue charge sociale) concernan ous les salariés du seceur privé e semi public, égal au salaire annuel moyen ne divisé par le nombre oal d heures ravaillées par salarié au cours d une année (série / série 15 ), (ii) le salaire horaire bru (incluan les coisaions sociales payées par les salariés, égal au salaire annuel moyen bru divisé par le nombre d heures ravaillées par an e par salarié ((série + série 3)/série 15), e (iii) enfin le coû oal horaire du ravail égal au salaire annuel moyen ne augmené des coisaions salariales e paronales, le ou divisé par le nombre oal d heures ravaillées par salarié e par an (série +série 3 + série 4 )/ série 15). 18 La conversion en euros courans ou consans es calculée par la série «Le pouvoir d'acha de l'euro e du franc (IPC). Coefficien de ransformaion de l'euro ou du franc d'une année en euro ou en franc d'une aure année», 19 Il fau prêer aenion à la créaion du «nouveau franc» au 1 er janvier Les «anciens francs» de (inclus) on éé converis en francs de , c es-à-dire divisés par Sur les cinquane hui années couveres par la période, rares son les séries sans changemen d année de base ou de champ de définiion. Dans la plupar des cas, il fau assurer le raccordemen enre les années e les années La base acuelle (000) ne pose pas ce ype de problème. 1 Voir Annexe 1. Un aure indicaeur du coû horaire oal du ravail peu êre calculé en rapporan la masse salariale oale incluan oues les charges (employeurs e salariés) au nombre oal d heures ravaillées par les salariés. Il es inéressan de noer que ce indicaeur a donné des résulas voisins à ceux obenus avec la variable CHT. 9

10 3 - Représenaion du aux de chômage Nous monrons que, sous ceraines hypohèses, les faceurs chroniques, conjoncurels e srucurels du chômage évoqués ci-dessus peuven êre représenés dans le cadre du modèle WS- PS. Les équaions (1) e () permeen de déduire la valeur du aux de chômage d équilibre saisfaisan simulanémen ces deux équaions 3 : U R [ U s cs ce p f ] (3) avec 1 ( k 1 k ) e f fs fp L équaion (3) monre que le chômage d équilibre dépend de l écar enre le salaire réel de réservaion augmené des charges sociales oales ( s R cs ce p ) e la producivié du ravail ( ), ainsi que de divers faceurs conjoncurels e srucurels des salaires e des prix (don le aux de marge des enreprises) non expliciés par les équaions (1) e () mais don l exisence es indiquée par la variable f. Concernan le coefficien 1 ( k 1 k ), sa valeur es d auan plus peie que la somme des sensibiliés grande, ce qui signifie que k 1 e k des salaires e des prix au sous-emploi es es d auan plus pei que le chômage joue à une dae donnée un rôle imporan en an que variable d ajusemen enre les salaires e les prix au cours des négociaions. 4 Auremen di, es d auan plus grand que l emploi es rigide. À ce propos, les conras de ravail, e noammen leur durée, son un faceur de rigidié de l emploi pouvan flucuer au cours du emps, ceci an en raison de l évoluion de la naure des conras que de l évoluion de l imporance relaive des différens ypes de conra ; il en es de même des indemniés de licenciemen. 5 3 Le concep de aux de chômage d équilibre dédui du modèle WS-PS a éé discué dans la liéraure. Noammen, en criique à l aricle de Coie e all. (1998), Lavoie (000) suggère que, si l équaion WS es bien une équaion de comporemen, l équaion PS raduirai en bonne parie une idenié compable, car l équaion s p U c (où es une variable de rend) peu se déduire de la compabilié naionale (cf. équaion () p.1480 de l aricle). En fai, nos indicaeurs ne validen pas cee équaion PS simplifiée (même en y ajouan une consane ou aure variable macro caracérisée par un rend) : le coefficien du aux de chômage a une valeur négaive e le DW indique une rès fore auo-régressivié des résidus. En ou éa de cause, sans doue les équaions WS e PS n on-elles ou leur sens que considérées d une manière simulanée, puisqu elles raduisen des négociaions, e c es ce qui jusifie le concep de aux de chômage d équilibre. 4 Alors que coefficien radui un ajusemen enre les prix e les salaires par le chômage à l inérieur de la période, le paramère radui un ajusemen dynamique du chômage sur sa valeur d équilibre enre deux périodes successives. 5 Les évoluions des règlemenaions elles que l indexaion des salaires e les convenions collecives ainsi que de la pression syndicale peuven égalemen condiionner la rigidié de l emploi dans les négociaions. 10

11 Sous ceraines hypohèses, l équaion (3) peu êre modifiée afin de faire ressorir les aspecs chronique, conjoncurel e srucurel du chômage. Tou d abord cee relaion monre qu il es nécessaire d ajouer une hypohèse concernan la représenaion de la valeur du salaire de réservaion pour pouvoir esimer le niveau d équilibre du aux de chômage, la soluion habiuelle suivie dans la liéraure consisan à relier le salaire de réservaion au salaire ne observé. Dans cee opique, nous admerons l hypohèse simple suivan laquelle il exise à chaque poin d équilibre un écar relaif fixe o enre le salaire effecif ne e le salaire de réservaion, soi: s s o 0 (4) N R o N où s représene le salaire ne observable. Cee relaion implique bien sûr que o caracérise aussi l écar relaif enre les valeurs réelles de ces deux salaires. Par ailleurs, puisque d après (3) f radui l influence globale de faceurs conjoncurels e srucurels sur le chômage d équilibre aures que le coû réel du ravail e la producivié, on supposera que ces faceurs peuven êre représenés d une manière synhéique par la somme d un élémen conjoncurel proporionnel à la marge de producion disponible (cf. la loi d Okun) e d une consane f o raduisan l influence des faceurs srucurels, soi f b Q f b 0 f 0 (5) o o En reporan (4) e (5) dans (3), on obien la valeur du chômage d équilibre: U [( s cs ce p ) b Q uo] (6) avec b b 1 b e u o f o 0 u o 0 La grandeur ( s cs ce p ) correspond à l excès du coû réel oal du ravail par rappor à la producivié du ravail e représene donc la source du chômage chronique. La marge de producion disponible Q es supposée donner une représenaion synhéique des 11

12 faceurs conjoncurels du chômage 6, alors que la consane srucurels du aux de chômage. u o radui l ensemble des faceurs Le modèle WS-PS perme de définir un aux de chômage d équilibre U donné par (3). Cependan, en raison des coûs de collece des informaions sur les emplois vacans, des coûs de mobilié e des coûs sociaux associés au chômage don noammen les allocaions versées aux chômeurs, le aux de chômage observé peu persiser e ne s ajuser que progressivemen à sa valeur d équilibre. Ce ajusemen peu êre classiquemen caracérisé par un processus adapaif : U U (1 ) U (9) En fai, nous avons alernaivemen envisagé un modèle à correcion d erreur pour représener ce processus; les résulas n ayan pas éé améliorés, le processus adapaif, plus simple, a éé reenu. 7 En reporan (3) dans (9), e en ajouan un brui blanc de disribuion N(0, u ), on obien l équaion suivane du aux de chômage observé 8 : U U (1 ) [ spread b Q u ] u 1 o (10) avec spread s cs ce p Cee relaion signifie que, sous la condiion 0 1, le aux de chômage observé résule des valeurs passées des variables exogènes déerminan le chômage d équilibre U, les pondéraions de ces valeurs décroissan exponeniellemen à aux consan au fur e à mesure que le passé s éloigne : les influences sur le aux de chômage de l excès du coû du ravail, du niveau d acivié e des faceurs srucurels ne s exercen que progressivemen e d auan plus rapidemen que es pei. Par ailleurs, comme indiqué ci-dessus, peu êre regardé comme un indicaeur du degré de rigidié de l emploi e peu évoluer au cours du emps en foncion de 6 Nous supposons ici que le coefficien b es consan, alors que les ravaux empiriques sur la loi d Okun suggèren que le paramère de cee loi n es pas sable (Blanchard e Cohen (006)). Cependan, puisque des variables explicaives du chômage aures que Q figuren dans le sysème WS-PS, on pourrai y voir là une explicaion de la variabilié du coefficien de la loi d Okun, cee dernière ne faisan inervenir que la relaion enre le chômage e Q en excluan oue aure variable. En ou éa de cause, en raison d un nombre insuffisan d observaions, on ne peu envisager ici de représener une évenuelle variabilié du coefficien b par une nouvelle variable d éa. 7 Noons que le modèle adapaif es un cas pariculier du modèle à correcion d erreur. 8 Le passage de l équaion d équilibre (6) à l équaion (10) es le résula classique d une «ransformaion de Koyck». Noons par ailleurs que les valeurs reardées des variables spread e Q se son révélées non significaives. 1

13 règles insiuionnelles. Le caracère non direcemen quanifiable de ce phénomène nous condui à représener la dynamique du coefficien du filre de Kalman, soi par un processus AR(1) esimé suivan la méhode 1 o (11a) où u u u u 0 1 1, 1 u es un brui blanc N(0, u ) supposé indépendan des erreurs (11b) u de l équaion (10). Suivan la méhodologie du filre de Kalman, les équaions (10) e (11) représenen respecivemen l équaion de mesure e l équaion d éa du aux de chômage. Suivan l équaion (10), le aux de chômage es donc supposé dépendre de l excès du coû horaire oal réel du ravail par rappor à la producivié du ravail (chômage chronique), de la marge de producion disponible égale à l écar enre la producion poenielle e la producion observée (chômage di conjoncurel), e enfin de faceurs srucurels regroupan les faceurs «fricionnels», «echnologiques». 9 Examinons à présen ces différens faceurs e leurs évoluions hisoriques. Concernan le chômage chronique, on voi que ce ne son pas les seuls salaires réels qui inerviennen dans la déerminaion du chômage d équilibre mais ces derniers augmenés de oues les coisaions sociales (coû horaire réel du ravail). La perinence de cee variable paraî direcemen inuiive car, d une par, c es le coû du ravail qui inervien dans le comporemen des enreprises, e d aure par, les salariés bénéficien dans leur ensemble de la proecion sociale correspondan au versemen des prélèvemens sociaux. Il impore de souligner ici que lorsque la variable spread es esimée avec le salaire horaire ne (excluan ous les prélèvemens sociaux) ou avec le salaire horaire bru réel (lequel inclu les charges payées par les salariés mais exclu les charges paronales), l équaion du chômage (10) es infirmée dans le premier cas e imparfaiemen validée dans le second cas, car la endance haussière du chômage à parir de 1974 n es qu imparfaiemen représenée par le modèle, ceci quel que soi l indice de prix uilisé. Auremen di, aussi longemps que nous n incluons pas inclus oues les charges 9 Dans son ouvrage de 1999, Allais décompose le chômage en cinq caégories : chômage chronique, chômage dû au libre échange mondialise, chômage dû à l immigraion, chômage dû au progrès des echnologies e enfin chômage de ype conjoncurel. Avouons que l approche empirique proposée dans ce ouvrage pour mesurer ces différenes caégories de chômage nous es apparue comme arbiraire e n empore pas la convicion. 13

14 salariales, le modèle représene mal l évoluion du chômage. 30 Le aux global de coisaion a en effe beaucoup augmené au cours de la période, puisqu il éai de l ordre de 30% du salaire ne en débu de période pour se sabiliser à environ 70% à la fin des années Dans la mesure où d un poin de vue héorique, le coû horaire oal du ravail es a priori le concep perinen, ces consas ne peuven que conforer la validié du modèle. Il convien d ajouer que la qualié de l esimaion de l équaion (10) ien aussi au choix de l indice de prix reenu pour déflaer le coû horaire oal du ravail, les prix de gros conduisan à des résulas de qualié rès supérieure par rappor aux prix de déail ou au déflaeur du PIB. Ce résula semble assez inuiif dans la mesure où les prix de gros raduisen mieux les coûs d une enreprise, les prix de déail concernan les dépenses des consommaeurs (le déflaeur du PIB se rappore à la producion globale incluan les échanges avec l exérieur e les aciviés des adminisraions publiques). Concernan l inerpréaion héorique de la variable spread, la rigidié à la baisse du coû réel du ravail peu êre le résula soi de salaires adminisrés (convenions collecives), soi de comporemens endogènes comme le prévoien la héorie du salaire d efficience (Shapiro e Sigliz, 1984), le modèle Insider-Ousider (Lindbeck e Snower, 1989) e la héorie des conras implicies (Azariadis, 1975) 3, soi enfin à des charges sociales rop élevées en raison d une pression sociale exogène au modèle (syndicas, ). Lorsque l équilibre concurreniel es réalisé, l excès du coû réel du ravail par rappor à la producivié es nul de sore que l offre de ravail des salariés égalise la demande de ravail des enreprises e il n y a donc pas de chômage chronique. Par conre, ou excès génère un chômage involonaire, puisqu il exise une offre de ravail de la par des salariés qui rese insaisfaie. Lorsque le coû réel du ravail es siué en dessous de la producivié, la demande de ravail dépasse l offre, ce qui génère une «ension» sur le marché du ravail. Par ailleurs, il impore de noer ici que, d après la héorie, le coû du ravail doi en principe êre comparé à la producivié marginale du ravail. Or, sous ceraines condiions, on peu monrer que la producivié marginale du ravail es proporionnelle à la producivié horaire moyenne du ravail que nous avons reenue 33, de sore qu il es possible, moyennan une 30 Il convien ouefois de ne pas conclure sans réserve en faveur d un allègemen des charges sociales pour diminuer le chômage, car d une par le lien enre ces dernières e le financemen de la proecion sociale n es pas unique, e d aure par cee dernière condiionne la qualié de la main-d œuvre e donc la producivié. 31 La France es un des pays de l OCDE où les coisaions sociales son les plus élevées (voir noammen Lannes e Paris, 010). Les coisaions payées par les enreprises on oujours éé en France beaucoup plus imporanes que celles payées par les salariés, mais ce écar a sensiblemen diminué au cours de la période, principalemen enre le milieu des années 1980 e le milieu des années Pour une approche empirique des rigidiés de salaires dans les pays de l OCDE, le leceur pourra se reporer uilemen à Bonne (1997). 33 La producivié moyenne du ravail es encore dénommée «producivié apparene de ravail» ou «producivié brue du ravail». Cee dernière se disingue de la «producivié nee du ravail» (encore appelée «producivié globale des faceurs»), grandeur dans laquelle non seulemen les services du ravail mais encore ceux des 14

15 simple correcion, de remplacer la première par la seconde. 34 La figure 1 donne les évoluions comparées enre le coû horaire réel oal du ravail CRT CHT / PG (salaire e charges sociales/ prix de gros) e la producivié marginale du ravail approximée par la grandeur exp avec où es la producivié horaire moyenne du ravail. 35 On consae un écar grandissan enre les deux grandeurs après le choc pérolier de 1973, le coû horaire réel du ravail croissan plus vie que la producivié horaire 36, l écar diminuan à parir du débu des années 000 en raison principalemen d une sabilisaion du coû réel du ravail. La figure monre qu à parir de 1974, à la fois le aux de chômage ( U ) e l excès relaif du coû réel du CRT ravail par rappor à la producivié marginale ( spread 100log 4.9% ) connaissen un décrochage de endance à la hausse. La variable spread oscille auour d une valeur nulle jusqu en 1973, avan d enamer une endance haussière qui ne se reournera qu après avoir aein un maximum en Ces évoluions s accorden avec le consa souven fai dans la équipemens e des faceurs imporés son déduis des quaniés produies au proraa des prix des faceurs. Sur ces définiions, voir noammen Allais (1974), noe (17), pp Soi la foncion de producion Cobb-Douglas Q A F( K, L ) A K L, où Q, K, L, b e a représenen respecivemen la producion annuelle en volume, le capial, l emploi (nombres d heures ravaillées au cours de l année), l élasicié de la producion par rappor au capial e l élasicié de la producion par rappor à l emploi ( A représene l éa des echniques de producion à l insan ). La producivié marginale du ravail a pour b a expression : ' dq b a 1 A K al Q F L, A K L a a. Par conséquen, la producivié marginale du dl L L ' CRT CRT ravail F L, es proporionnelle à la producivié moyenne du ravail. On a donc log log log a, ' FL, CHT de sore que la grandeur log log a représene en héorie l écar relaif enre le coû horaire réel du ravail e la producivié marginale du ravail. Cependan, compe-enu de l arbiraire du choix de la base 1950=1 pour les CHT indices du salaire réel e de la producivié moyenne, la grandeur log log a ne représene l écar relaif effecif enre le coû horaire réel du ravail e la producivié marginale du ravail qu à une consane près noée raduisan l arbiraire du choix d une même année de base=1 pour les indices de coû horaire réel e de producivié. 35 On a ln a, où a es l élasicié de la producion par rappor au niveau de l emploi, le paramère de calage CRT capuran quan à lui le caracère arbiraire d une valeur nulle de log en 1950 résulan d une base égale à l unié pour les indices CRT e (voir noe précédene). Cee consane a éé fixée de manière à ce que la valeur moyenne de soi nulle sur la période pendan laquelle le aux de chômage moyen es rès faible (environ %). On rouve =4.9%. 36 Sur ce poin, voir noammen Baron e al. (003). 37 Le maximum de 47% es sans doue exagéré par rappor à la réalié. Une explicaion es que l indicaeur de producivié ne concerne pas uniquemen les salariés des seceurs privé e semi-public concerné par les salaires, puisqu il es fondé sur l ensemble du PIB. Nous espérons néanmoins que ce indicaeur consiue un proxy valable b a 15

16 liéraure économique sur le suje, suivan lequel ce ype de chômage ne s es développé en France que depuis la fin des années 1970, jusqu au débu des années [insérer figure 1] [insérer figure ] Suivan l équaion (10), il exise un chômage de ype conjoncurel lié au niveau de l acivié économique. Ce ype de chômage es le résula d un niveau de producion rop faible pour assurer le plein emploi des faceurs, l origine pouvan êre soi une insuffisance de la demande sur le marché des biens, soi l exisence de rigidiés impliquan des délais d adapaion de l offre. Dans le même espri que la «loi d Okun» 39, le chômage conjoncurel es relié posiivemen à la marge de producion disponible Q, cee dernière éan esimée par l écar relaif enre la producion poenielle e la producion observée, la première éan représenée par la valeur lissée (rend) issue du filre HP (Hodrick-Presco) à laquelle une consane de 4.46% es ajouée, cee valeur correspondan au minimum de l écar par rappor au rend observé en 1973 (valeur négaive) ; cee adjoncion assure la condiion de posiivié de la marge de producion disponible sur l ensemble de la période. Comme nous le verrons ci-après, Q n es pas considérée comme une variable explicaive à propremen parler du chômage, mais comme une grandeur synhéique représenan les effes conjoncurels d une muliude de faceurs agissan sur le chômage, els le aux de marge des enreprises, la compéiivié inernaionale, le coû du capial, les variaions de la masse monéaire, ec. 40 La figure 3 confirme sur l ensemble de la période d analyse que les écars à la endance du aux de chômage e ceux (changés de signe) du PIB réel son effecivemen inerdépendans (les endances on éé esimées avec un filre HP). [insérer figure 3] Bien que paraissan inuiive, l hypohèse (4) ne peu êre empiriquemen vérifiée, puisque le salaire de réservaion n es pas direcemen mesurable. Par conre, il es possible d examiner le bien fondé de l hypohèse (5), en nous inerrogean sur la quesion de savoir si la variable Q figuran dans (6) capure des faceurs conjoncurels conenus dans f bien que non de l évoluion de la variable spread, ce qui suppose que le rappor enre les deux seceurs considérés e le oal de la producion rese sable au cours de la période. 38 Voir noammen Laroque e Salanié (00) ainsi que Lannes e Pâris (010). 39 Okun (196). Pour une analyse récene voir Blanchard e Cohen (006). 40 Voir ci-après, équaion (8). 16

17 expliciés dans les équaions WS-PS. Pour répondre à cee quesion, on peu rechercher les faceurs X i de Q, ce qui revien indirecemen à idenifier les faceurs conjoncurels X i du aux de chômage. Dans cee perspecive, une brève analyse a monré que la marge de producion disponible peu êre assez bien expliquée par des variables représenan la marge bénéficiaire des enreprises (seul faceur explicie de f ), le degré de compéiivié inernaionale, le aux d inérê réel, la croissance monéaire e l inflaion. 41 Les indicaeurs X i suivans on éé reenus, lesquels ne son bien sûr nullemen limiaifs 4 : xm : aux de marge bénéficiaire des sociéés non financières, en % (série 16) xcouv : indicaeur de compéiivié inernaionale (aux de couverure des imporaions par les exporaions, ensemble des biens e services (rappor enre la valeur des exporaions e celle des imporaions), en % (série 17) r : aux d inérê réel (% an) ; e sociéés (série 14) e p le aux d inflaion anicipé 43 r j e p où j es le rendemen des obligaions des : aux de croissance conjoncurel de la masse monéaire m m, avec m = aux de variaion de la masse monéaire M1 (série 18), en % an ; m : valeur moyenne de m p : aux d inflaion (prix de gros PG, série 8 ) Les variables inrodui la valeur reardée de q X i pouvan n agir sur la producion que progressivemen, nous avons Q dans la régression, soi : n q 1 (1 q) i Xi (1 q o 0 q 1 (7) i 1 Q Q ) p Q 100ln( Q / Q ), Q 0 ; lnq lnq lnq : filre HP appliqué sur ln Q ( 100 ) p 41 Les faceurs Xi se disinguen de ceux expliciés dans les équaions WS e PS, c'es-à-dire des niveaux des prix e des salaires, de la producivié e du chômage (noons ici que le aux d inflaion doi êre disingué du niveau des prix considéré dans ces équaions). Il en résule que les cinq faceurs considérés peuven a priori apparenir à l ensemble des variables représenées par f ou en éan des faceurs conjoncurels de la producion. 4 Noons que ni le aux d inérê monéaire, ni le aux de syndicalisaion des salariés e ni le nombre de jours de grèves ne son apparus comme des faceurs significaifs. 43 e Le aux d inflaion anicipé p es représené par un processus adapaif don le coefficien d anicipaion esimé es celui qui maximise le R de la régression du aux d inérê nominal sur l inflaion anicipée ainsi esimée. On e obien : j 1.05 p i.6, R avec e e p 0.83p p ( p e o 5% en 1950), e (14.76) (5.71) p 100log( PC / PC 1). 17

18 En uilisan la méhode de Newey-Wes qui es robuse aux évenuels biais d esimaion pouvan résuler de l auocorrélaion ou de l hééroscédasicié des erreurs 44, e en reenan les reards opimaux sur les variables exogènes, les résulas obenus son les suivans : Q (5.16) Q 0.06 p (.46) r ( 5.31) 0.013p (.87) 0.91marg e ( 3.87) 0.76 (5.85) q 0.06xcouv (.15) (3.77) (3.88) (8) R Breusch-Godfrey serial correlaion LM es : F saisic p-value (4 reards) = 0.08 ARCH es : F saisic p-value (1 reard) = 0.64 L inerpréaion direce des coefficiens esimés semble assez inuiive. En effe, le coefficien négaif esimé de la marge bénéficiaire (indicaeur d inciaion à la producion) des sociéés semble naurel : plus cee marge es imporane, plus les enreprises son inciées à élever le niveau de leur producion, e il en es de même pour le aux de couverure (indicaeur de compéiivié). Les variaions de la quanié de monnaie apparaissen aussi comme un faceur conjoncurel du niveau de la producion : plus les aux de croissance passés de la masse monéaire son élevés, plus la marge de producion disponible es faible. Le coefficien négaif rouvé pour le aux d inérê réel suggère que l effe de cee variable en an qu indicaeur de la producivié du capial domine son effe aendu en an qu indicaeur du coû du capial : oue chose égale d ailleurs, le niveau de producion es d auan élevé que la producivié marginale du capial es fore. Concernan le signe négaif du coefficien du aux d inflaion e le signe posiif du coefficien de son carré, on peu en déduire qu ils vérifien l hypohèse d un aux d inflaion opimal de 7.93% par an (i.e. minimisan la marge de producion disponible oues choses égales d ailleurs), sachan que, compe-enu des inervalles de confiance, un aux de 4-5% rese ou à fai admissible : ces valeurs d un aux d inflaion opimal semblen assez crédibles. Par ailleurs, afin de eser la robusesse au cours du emps des signes des coefficiens (y compris celui de l endogène reardée), don cerains pouvaien a priori prendre des valeurs posiives ou négaives, nous avons représené la dynamique de chaque coefficien à l aide d une variable d éa esimée suivan le filre de Kalman, les aures coefficiens éan supposés consans. Les résulas on monré d une manière nee que ous les coefficiens garden des valeurs du même signe que dans (8) sur l ensemble de la période e son en oure oujours compris dans le chenal 44 Comme indiqué par (7), les coefficiens esimés de (8) corresponden aux produis ( 1 q ) i, don les signes son donnés par les i. 18

19 de confiance esimé au seuil de 5%, ce qui suggère qu on peu, en première approximaion, admere leur sabilié. Enfin, les ess de diagnosic concernan l auocorrélaion (LM es) e l hééroscédasicié (Arch) des résidus permeen de conclure à l absence d auocorrélaion e d hééroscédasicié (les p-values dépassen largemen le seuil de 5%). La figure 4 monre que valeurs calculées de la marge de producion disponible d après (9) représenen assez bien les principales flucuaions des valeurs observées. [insérer figure 4] Enfin, suivan l équaion (10), il exise un chômage srucurel pouvan êre rapproché du concep de «aux de chômage naurel» - évalué généralemen enre 3% e 6% - sans ouefois se confondre avec ce dernier. En effe, le aux de chômage srucurel es supposé regrouper (i) un chômage «fricionnel» aribuable au emps de baemen nécessaire enre le débu de la recherche de l'emploi e l'accession à un nouvel emploi 45, (ii) un chômage «echnologique» dû au fai que le progrès echnique réalisé dans une branche d acivié peu déruire plus d emplois dans cee dernière qu en créer dans les aures branches, ce phénomène allongean en oure le emps nécessaire à la mobilié de la main d œuvre enre les branches en raison de l inadapaion des offres aux demandes d emplois, enfin, (iii) un chômage «volonaire» correspondan à des demandeurs d emplois poeniels mais ne désiran pas ravailler au niveau de salaire réel du en vigueur, ce ype de chômage éan en principe favorisé par un sysème généreux d allocaions aux chômeurs. Ce ype de chômage es représené par la variable d éa sochasique (équaions (10) e (11)) pouvan s inerpréer comme un indicaeur de rigidié de l emploi, sous la condiion que les valeurs esimées de e u o soien posiives. u o 4 - Représenaion du aux de salaire Nous souhaions reenir une équaion du aux salaire qui rese en accord avec le modèle WS-PS. Une première opique serai de déduire la valeur du aux de salaire correspondan au chômage d équilibre U donné par l équaion (6), après l esimaion de cee dernière. Il n y aurai alors pas d équaion de salaire à esimer, puisqu elle serai implicie dans l équaion du aux de chômage d équilibre, l enjeu éan alors de savoir si le salaire observé s ajuse sur cee 45 Le chômage fricionnel renvoie aux modèles de «Job Search» (Sigler 196) ou aux modèles de «Maching» (appariemen) (Pissarides 1990). 19