Cliométrie du modèle WS-PS en France

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1 Business School W O R K I N G P A P E R S E R I E S Working Paper Cliomérie du modèle WS-PS en France Michel-Pierre Chelini Georges Pra hp:// IPAG Business School 184, Boulevard Sain-Germain Paris France IPAG working papers are circulaed for discussion and commens only. They have no been peer-reviewed and may no be reproduced wihou permission of he auhors.

2 Cliomérie du modèle WS-PS en France Michel-Pierre CHELINI e Georges PRAT Résumé Le modèle Wage Seing Price Seing (WS-PS, Layard - Nickel - Jackman (1991)) fondé sur les négociaions salariés-employeurs fourni un cadre général héorique simple e opéraionnel pour comprendre les évoluions macroéconomiques hisoriques du chômage e des salaires en France sur longue période. Dans ce cadre, nous monrons, d une par, que le degré de rigidié du marché du ravail es un phénomène devan êre daé - une représenaion espace-éa semblan adapée à cee nécessié (méhode du filre de Kalman) e, d aure par, qu il es nécessaire d éablir une disincion enre le prix de référence des salariés e celui fixé par les employeurs. En oure, moyennan des hypohèses addiionnelles concernan la représenaion de faceurs conjoncurels e srucurels supposés mais non spécifiés dans WS-PS - nous monrons qu il es possible de caracériser e de chiffrer par dae les rois composanes du chômage d équilibre : le chômage chronique (résulan d un excès du coû réel du ravail par rappor à la producivié), le chômage conjoncurel (résulan d un niveau d acivié inférieur à la producion poenielle), e le chômage srucurel (résulan de faceurs volonaires, fricionnels e echnologiques). Il apparaî qu aucune de ces rois composanes ne peu êre négligée par rappor aux deux aures. Le aux de salaire es quan à lui déerminé par une moyenne pondérée des équaions WS e PS raduisan respecivemen les exigences salariales des salariés e des employeurs, le coefficien de pondéraion de ces deux équaions mesuran les forces de négociaion respecives des deux paries. En moyenne sur l ensemble de la période, les résulas suggèren que les forces de négociaion son équilibrées enre les salariés e les employeurs. Le salaire nominal apparaî ainsi dépendre du niveau général des prix e de celui la producivié, du aux de marge des enreprises, e enfin du aux de chômage observé, l influence de ce dernier pouvan changer de signe au cours du emps suivan l imporance relaive que les salariés e les employeurs aribuen au sous-emploi au cours des négociaions. Cliomerics of he WS-PS model in France Absrac - From a macroeconomic perspecive and in accordance wih he Wage Seing Price Seing model (WS- PS, Layard - Nickel - Jackman (1991)), his paper aims o give a simple and simulaneous represenaion of he dynamics of he unemploymen rae and he wage rae in France over he period of Disinguishing he price level a which employees refer and he price se by employers, and subjec o complemenary assumpions abou facors supposed bu no specified in he WS-PS sysem, we show ha he equilibrium rae of unemploymen is made of a chronic componen due o an excess of he real labor cos comparing o produciviy, by a conjuncural componen characerized by he oupu gap (as like he Okun law) and by a srucural componen including volunary, 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 ime varying degree of rigidiy of employmen. 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 price 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 mehod allowing for he inroducion of ime varying coefficiens 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.7 years and ha he degree of rigidiy is a ime varying phenomenon. The esimaed componens of he equilibrium unemploymen rae indicae ha he chronic componen is negaive unil 1974, hence compensaing he oher componens and allowing o undersanding he very low values (under %) of he unemploymen rae observed during hese years. Afer 1974, he chronic componen increases o ge a maximum of 6.7% in 1993, hen decreasing o reach abou 4% in 008. The conjuncural componen exhibis numerous minima and maxima from zero in 1973 o 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 4% and reach abou % in 008. As expeced, he dynamics of wages depend of a weighed average consumer and wholesale prices and of he produciviy wih elasiciies near uniy, on he margin of companies and on he rae of unemploymen wih a sensibiliy which is ime varying, depending on he relaive imporance aribued by employees and employers o unemploymen during he negoiaions. 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

3 Cliomérie du modèle WS-PS en France Michel-Pierre CHELINI 1 e Georges PRAT Mai 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. 3 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 ainsi une représenaion simple e simulanée des évoluions hisoriques des salaires e du aux de chômage qui soien en accord avec la héorie économique, en considéran un degré de rigidié du marché du ravail variable au cours du emps. A cee fin, nous nous réfèrerons 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». Iniialemen, la courbe de Phillips 4 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. Courriel : [email protected] IPAG Business School (Paris) e EconomiX (UMR CNRS, Universié de Paris Oues Nanerre la Défense). Courriel : [email protected] 3 Les aueurs remercien vivemen deux leceurs anonymes de cee revue pour leurs criiques perinenes sur une première version de ce aricle, ainsi que les inervenans aux séminaires recherche de l OFCE e de l Universié de Paris IV Sorbonne. 4 Voir Phillips (1958).

4 unemploymen). 5 Ces nouvelles approches issues des exensions de la courbe de Phillips on fai l obje de nombreuses esimaions pour les pays indusriels. 6 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, les approches siuées dans le paradigme de la courbe de Phillips on fai l obje de nombreuses criiques. 7 En premier lieu, la relaion iniiale 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. 8 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 (cf. Cois e al. 1996). En roisième lieu, la prise en compe des anicipaions d inflaion conduisen à perurber la relaion enre les variaions de salaires e de chômage. 9 Enfin, d après la héorie microéconomique, les salariés poursuivraien un objecif en ermes de niveau de salaire réel pluô qu en ermes de aux de croissance des salaires comme cela es suggéré par la courbe de Phillips. Au cours des années 1980, une approche d une oue aure naure es donnée par le modèle WS-PS. Ce modèle s es dégagé à parir de Layard - Nickel (1985) sur le chômage briannique puis de l ouvrage de Layard - Nickel - Jackman (1991). En explician les fondemens microéconomiques des relaions macroéconomiques 10, le modèle WS-PS perme la déerminaion d un aux de chômage d équilibre fondée sur la négociaion salariés-employeurs e peu, dans une ceraine mesure, êre vu comme une réponse aux criiques adressées à la courbe de Phillips. Le cadre es celui d une imperfecion des mécanismes concurreniels sur le marché du ravail, les équaions faisan inervenir les niveaux des variables (salaires, prix, producivié, emploi). L équaion des prix PS (Price-Seing) qui consiue le côé demande de ravail caracérise une relaion croissane enre le aux de salaire réel e le aux de chômage. L équaion de salaire WS (Wage-Seing) consiue le côé offre de ravail e éabli une relaion décroissane enre le aux de salaire réel e le aux de chômage. Pour les deux équaions, d aures variables mesuran divers aspecs conjoncurels ou srucurels peuven êre inroduies pour expliquer les prix e les salaires, ce qui monre la «souplesse» de cee approche. Layard - Nickel - Jackman (1991) monren l inérê de ce nouveau cadre général d analyse pour comprendre le aux de 5 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. Bien qu Esrella e Mishkin (1998) suggèren de disinguer le NAIRU du aux de chômage naurel, ces deux aux son souven considérés comme confondus. 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)). 6 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). 8 Voir noammen Collard e Hénin (1993). 9 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»). 10 D Auume (001) souligne l imporance de la forme des foncions d uilié (salarié) e de producion (firme), ces formes condiionnan logiquemen les relaions macroéconomiques obenues. De manière classique, on suppose dans les paragraphes qui suiven, que l uilié marginale e la producivié marginale son décroissanes. 3

5 chômage dans 19 pays de l OCDE (don la France) en esiman un chômage d équilibre (sous l hypohèse d anicipaions raionnelles des prix) vers lequel le chômage observé end à s ajuser; l équaion proposée perme d expliquer environ 86% de la dynamique du aux de chômage dans ces pays au cours de la période Cahuc-Zylberberg (1999) on eu le mérie d approfondir cee approche en confirman son inérê pour analyser le marché français du ravail. D aures ravaux - pas rès nombreux e pas oujours publiés - on appliqué ce modèle à l économie française : Cois e al. (1998) meen à jour l influence du aux d inérê réel sur le chômage d équilibre, andis que Cahuc e al. (000) ainsi que Doisy e al. (001) adopen une approche désagrégée en uilisan des données d enreprises ou secorielles. Dans l ensemble, les résulas obenus suggèren que le modèle WS-PS consiue un cadre général d analyse rès souple (les varianes pouvan êre rès nombreuses) e en ous cas valable pour comprendre les comporemens des aceurs sur le marché du ravail en France. Au cours des années 1990, un nouveau fai sylisé poran sur la relaion salaires - chômage a égalemen 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%. 11 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 ou de l équaion d offre de ravail WS 1 : 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 enre le aux de salaire e le aux de chômage faisan inervenir d aures phénomènes, noammen la producivié. 11 Cee élasicié es observée pour de nombreux pays sur la période Les spécificaions son ouefois rès différenes, puisque la wage curve e l équaion WS fon inervenir le niveau du salaire réel andis que le aux de variaion du salaire nominal moyen inervien au dépar dans la courbe de Phillips. 4

6 Siué dans le cadre général du modèle WS-PS e moyennan des hypohèses addiionnelles concernan (i) la disincion enre le prix de référence des salariés e celui fixé par les employeurs, (ii) la représenaion du salaire de réservaion, (iii) la représenaion des faceurs conjoncurels e srucurels qui son supposés exiser sans ouefois êre expliciés dans ce modèle (iv) le relâchemen de l hypohèse d un degré consan de rigidié de l emploi e (v) l inroducion d un délai d ajusemen du chômage sur sa valeur d équilibre, l exercice cliomérique présené ci-après cherche à éclairer simplemen les dynamiques hisoriques du chômage e des salaires qui son des phénomènes inerdépendans, en France sur la période A cee fin, nous uiliserons à la fois la héorie économique (basée sur modèle WS-PS) e une echnique économérique (le filre de Kalman) permean de représener la variabilié emporelle du degré de rigidié de l emploi. Par rappor à la liéraure, nous monrons la perinence empirique sur longue période de la noion de chômage d équilibre en France, la nécessié d inroduire un délai d ajusemen du chômage observé sur sa valeur d équilibre, la nécessié de disinguer les prix auxquels les salariés se réfèren de ceux fixés par les enreprises, la nécessié de représener un degré de rigidié de l emploi qui soi daé e enfin celle d évaluer le rappor de force salariés / employeurs au cours des négociaions. En oure, nous monrerons commen l approche proposée peu permere de décomposer le aux de chômage d équilibre en rois composanes. La première composane radui un chômage de ype chronique, résulan de l excès du coû réel du ravail par rappor à la producivié. 14 La seconde composane radui un chômage de ype conjoncurel, résulan d un niveau d acivié insuffisan résulan de faceurs observables els que 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 roisième composane radui un chômage srucurel pouvan êre rapproché du concep de chômage «naurel» 15 ; ce ype de sous-emploi résulan des faceurs volonaire, fricionnel e echnologique, sa dynamique éan représenée par une variable d éa sochasique. L équaion du aux de salaire proposée repose quan à elle sur l hypohèse d une moyenne pondérée des exigences des salariés (équaions WS) e des employeurs (équaion PS), le coefficien de pondéraion mesuran les forces relaives des deux paries au cours des négociaions. 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. La parie rappelle les équaions WS e PS e donne les spécificaions que nous avons reenue de ces deux équaions, avan de présener les données saisiques uilisées. Les paries 3 e 4 son respecivemen consacrées aux représenaions formelles espace-éa du aux de 13 La liaison enre le chômage e les salaires a fai l obje d un nombre imporan de ravaux depuis la fin des années Concernan les aspecs plus héoriques, le leceur pourra uilemen se référer à Von Mises (1958), Phelps (1968), Tobin (197), e plus récemmen à Villa (1994). Pour les aspecs plus empiriques, le leceur pourra se référer à Fioussi (1973), Marczewski (1977), Schor (1985), Cahuc e Zylberberg (1996), Salanié (000), Gérard- Prenveille (003), Beffy e Langevin (005). 14 Nous reprenons ici le qualificaif de chômage chronique uilisé par Allais (1971, p. 50 e Allais (1980)). Ce ype de sous-emploi doi s enendre comme renvoyan à l exisence d une rigidié durable à la baisse des salaires généran une offre de ravail excédenaire. 15 Tel qu'il a éé défini par Milon Friedman, le aux de chômage naurel di «de plein emploi» correspond au aux de chômage aribuable au chômage volonaire e fricionnel dans une économie de croissance. Les valeurs esimées de ce aux son généralemen comprises enre 3% e 5% (voir noammen Weiner (1993) e pour la France Heyer e Timbeau (00)). 5

7 chômage e du aux de salaire qui son issues du sysème WS-PS, auxquelles des hypohèses complémenaires son adjoines. La parie 5 présene la méhode d esimaion simulanée des équaions du aux de chômage e du aux de salaire suivan la méhode du filre de Kalman ainsi que les résulas empiriques obenus. Enfin, la parie 6 donne les conclusions. - Le modèle chômage-salaire e les données saisiques L approche proposée a pour bu une représenaion simulanée du aux de chômage e du aux de salaire en France sur la période Après avoir présené les équaions héoriques générales reenues dans le cadre du sysème WS-PS (.1), nous présenerons les séries saisiques uilisées dans ce aricle (.)..1 Les équaions WS-PS avec dualié des prix e sensibiliés variables des salaires e des prix au aux de chômage Le modèle WS-PS inègre l imperfecion des mécanismes concurreniels sur le marché du ravail. L inérê majeur de ce modèle es de reposer sur la considéraion explicie des négociaions enre salariés e employeurs e de monrer que la valeur du aux de chômage d équilibre peu êre plus élevée que celle du aux de chômage «naurel». Par rappor à la version sandard du modèle WS-PS, nous inroduisons dans ce ravail une dichoomie enre les prix considérés par les salariés e les prix fixés par les enreprises, hypohèse spécifique qui nous semble raduire une réalié. En effe, alors que les premiers se réfèren aux prix à la consommaion pour déerminer leur salaire réel, les seconds se préoccupen de fixer le prix de vene de leurs produis don la majeure parie correspond à des prix de gros, puisque le commerce de déail ne consiue qu une parie modérée de la valeur ajouée globale. 16 En fai, nous avons consaé qu en imposan un même indice de prix dans les deux équaions (prix de déail, de gros ou déflaeur du PIB), il n éai pas possible - dans le cadre WS-PS - de rendre compe à la fois des évoluions hisoriques du aux de chômage e du aux de salaire en France. Dans ce cadre d analyse, l équaion WS (wage seing) éabli une relaion croissane enre le salaire réel e l emploi (i.e. décroissane enre le salaire réel e le chômage 17 ), d aures variables représenan divers aspecs conjoncurels ou srucurels du marché du ravail pouvan influencer les salaires désirés par les salariés. Représenan l offre de ravail, cee équaion es fondée sur la maximisaion de la saisfacion du salarié (sous sa conraine de budge), laquelle dépend de son salaire e de son emps de loisir, l uilié marginale de la consommaion e du loisir éan supposées décroissanes. Il en résule que l exigence des salariés croi avec leur salaire de réservaion e les prélèvemens sociaux e diminue avec l imporance du chômage. En relâchan l hypohèse d une sensibilié consane du salaire réel par rappor au chômage, le salaire réel bru désiré par les salariés es décri par l équaion WS suivane où l on considère les 16 Par exemple, la par de l ensemble du commerce dans la valeur ajouée du seceur marchand hors agriculure éai de 0% en 008. Le commerce de déail consiuan rès approximaivemen la moiié de l ensemble du commerce (le rese éan le commerce de gros e la réparaion d auomobiles e de moocycles), on obien environ 10% pour le seul commerce de déail (cf. hp:// 17 Noons ici que le signe de cee relaion es conforme à celui des «wage curves». 6

8 logarihmes des variables, excepé pour le aux de chômage e le aux des prélèvemens sociaux 18 : s R s p [ s p ] cs k u f k s 0 (1) avec : s u : aux de chômage s s : aux de salaire bru s p s : niveau des prix considéré par les salariés pour évaluer leur salaire réel R [ s s p ] : salaire réel ne de réservaion (minimum «exigé» par le salarié, exogène à l équaion (1)) cs : aux de prélèvemen social supporé par les salariés (par rappor au salaire ne) f : faceurs influençan les salaires, aures que les prix, le chômage e les s prélèvemens sociaux k s : sensibilié variable 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 d enreprises maximisan 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 19, d aures variables représenan divers aspecs conjoncurels ou srucurels du marché du ravail pouvan inervenir, don le aux de marge des enreprises. En relâchan l hypohèse d une sensibilié consane du prix fixé par les employeurs par rappor au chômage, e supposan que les employeurs répercuen les prélèvemens sociaux sur le prix de leurs produis, le niveau des prix fixé par les enreprises es décri par l équaion PS suivane: avec : p e s ce k pu f p k p 0 ou encore () s p ce k u f e p p e : niveau des prix considéré par les employeurs p 18 Nous nous inspirons ici des présenaions du modèle WS-PS faies par Serdyniak, e Le Bihan (1998) e Simonne (008). 19 Cee relaion es conforme à la fameuse «loi de Rueff» éablissan une corrélaion posiive enre le salaire rapporé aux prix de gros e le aux de 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 190. Noons que le signe (posiif) de cee corrélaion es opposé à celui caracérisan la wage curve ; ceci peu s expliquer par le fai que la première caracérise des observaions macroéconomiques longiudinales andis que la seconde caracérise des observaions désagrégées ransversales. Un déplacemen vers le hau de la wage curve au cours du emps (par exemple sous l effe d une augmenaion «labor saving» de la producivié) conduira à une relaion longiudinale posiive enre le salaire réel moyen e le aux de chômage global (i.e. «loi de Rueff»). 7

9 ce : aux de prélèvemen social supporé par les enreprises (par rappor au salaire bru) : producivié du ravail f p : faceurs influençan les prix fixés par les enreprises, aures que les salaires, les prélèvemens sociaux, la producivié e le aux de chômage. NB : le aux de 0 marge bru des enreprises xm son des faceurs a priori inclus dans f p k p : sensibilié variable du niveau de prix fixé par les enreprises par rappor au aux de chômage 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 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 s e k p des salaires e des prix par rappor au aux de chômage la possibilié de varier suivan les daes.. 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. 1 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 0 Il en résule que l impô sur les bénéfices es de faco capuré par le aux de marge. On supposera que f p capure la TVA. 1 Pour les analyses hisoriques des salaires sur longue période, voir noammen Baye (1997), Boyer (1978) e Chélini (014). 8

10 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 Les séries de la compabilié naionale iniialemen données en francs on éé ensuie exprimées en euros par l organisme émeeur (INSEE, Banque de France ec.); celles qui ne l éaien pas on fai l obje d une conversion en euros d après la série INSEE en ligne. 3 Les aures séries son exprimées en indices ou en uniés. La plupar des données 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 évoluion des sysèmes de données 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. 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. 4 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 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», 3 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 Voir Annexe 1. 9

11 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) Représenaion du aux de chômage 3.1 L équaion du aux de chômage reenue dans le cadre WS - PS L équaion PS peu encore s écrire en sousrayan à gauche e à droie le niveau des prix considéré par les salariés: s p ( p p ) ce k u f () s s e p p Cee dernière équaion signifie que, ou comme ils répercuen les coisaions sociales qui son à leur charge, les employeurs prennen en compe l écar enre les prix à la consommaion considérés par les salariés e les prix de leur producion dans la valeur du salaire réel négocié. Les équaions (1) e () permeen en égalisan les deux paries de droie égales au salaire réel - de déduire la valeur héorique du aux de chômage d équilibre u saisfaisan donc simulanémen ces deux équaions 6 : R [ e u s cs ce p f ] (3) avec 1 ( k s kp) e f fs f p 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 ) e la producivié du ravail ( ), ainsi que de divers faceurs conjoncurels e srucurels des salaires e des prix fixés par les enreprises (don le aux de marge brue des enreprises) non expliciés par les équaions (1) e () mais don l exisence es indiquée par la variable f. Concernan le coefficien 1 ( k s kp), sa valeur es d auan plus peie que la somme des sensibiliés k s e k p des salaires e des prix au sous-emploi es grande, ce qui signifie que es d auan plus pei que le chômage joue à une dae donnée un rôle imporan en an que variable d ajusemen enre les 5 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. 6 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 parie une idenié compable, car la relaion s p u c, où p représene le niveau général des prix e une variable non spécifiée caracérisée par un rend, peu se déduire de la compabilié naionale (cf. équaion () p.1480 de Lavoie). Cee dernière relaion ne s idenifie pas avec l équaion de comporemen PS () mais ces deux équaions présenen une évidene analogie. Sans doue les équaions WS e PS n on-elles ou leur sens que considérées d une manière simulanée, puisqu elles raduisen des négociaions enre salariés e employeurs, conduisan à définir un aux de chômage d équilibre. 10

12 salaires e les prix au cours des négociaions. 7 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. 8 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. Dans une dynamique d équilibre, même lorsque le marché n es pas concurreniel, ous les salaires y compris le salaire de réserve croissen au même aux, avec une dispersion relaive consane. C es pourquoi une soluion simple consise 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 posiif 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 égalemen l écar relaif enre les valeurs réelles de ces deux grandeurs. 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, soi9 f b Q f b 0 f 0 (5) o o En reporan (4) e (5) dans (3), on obien la valeur du aux de chômage d équilibre: u [( s cs ce pe) b Q uo] (6) avec u o f o 0 u 0 o 7 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. 8 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. 9 Noons ici que Layard-Nickell-Jackman (1991) inroduisen égalemen l oupu gap dans l équaion WS (p.370, eq. (34)) ou PS ((p.441, Table 15). 11

13 La grandeur ( s cs ce p ) correspond à l excès du coû horaire réel oal du e ravail par rappor à la producivié horaire du ravail e représene donc la source du chômage chronique. La marge de producion disponible Q es supposée donner une représenaion synhéique des faceurs conjoncurels du chômage 30, alors que la consane uo radui l ensemble des faceurs srucurels du aux de chômage. Soulignons ici que la relaion (6) es similaire à la relaion linéaire simple proposée par Allais (1980, 1981) pour expliquer le développemen du chômage en France sur la période En effe, considéran simulanémen le rappor des salaires réels globaux à la producivié nee, l écar à la endance de la producion (chômage conjoncurel) e une consane représenaive du chômage echnologique, Allais parvien à représener l évoluion du aux de chômage e conclu qu une parie imporane de ce dernier es aribuable à des charges salariales excessives par rappor à une siuaion où il n exisai aucune rigidié srucurelle. 31 Moyennan l hypohèse (5), la relaion (6) ci-dessus éabli ainsi un lien enre l approche empirique d Allais e le modèle WS-PS, ce dernier éan beaucoup plus éayé au niveau des bases héoriques. Cependan, comme nous le verrons ci-dessous, l hypohèse reenue par Allais de consance de ous les coefficiens n es plus accepable sur l ensemble de la période D aure par, l inroducion de l hypohèse d hysérèse es apparue nécessaire pour représener la dynamique du chômage (cf. noammen Layard-Nickell-Jackman (1991), p.431, eq. (16)). En effe, si le modèle WS-PS perme de définir un aux de chômage d équilibre u donné par (3), le aux de chômage observé ne s ajuse cependan que progressivemen à sa valeur d équilibre, ceci en raison des coûs de collece des informaions concernan les emplois vacans, des coûs de mobilié e des coûs sociaux associés au chômage - don noammen les allocaions versées aux chômeurs e en raison aussi de la durée du chômage qui influe sur la possibilié de rerouver un emploi. Ce effe d hysérèse peu êre simplemen caracérisé par un processus adapaif : u u (1 ) u (7) 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. 3 En reporan (6) dans (7), e en ajouan un brui blanc N(0, u ), on obien l équaion rès simple suivane du aux de chômage observé 33 : u de disribuion 30 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. 31 Allais uilise le coû du ravail dans les seules indusries mécaniques e élecriques e considère la producivié nee globale pour l ensemble de l économie ; en oure, il passe sans explicaion du concep de producivié marginale à son indicaeur empirique de producivié moyenne. 3 Noons que le modèle adapaif es un cas pariculier du modèle à correcion d erreur. 33 Le passage de l équaion d équilibre (6) à l équaion (8) es le résula classique d une «ransformaion de Koyck». Les valeurs reardées des variables spread e Q se son révélées non significaives. 1

14 u 1 (1 ) [ spread b Q uo (8) u u ] avec spread s cs ce p e 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 (expression enre croches), 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 cidessus, peu êre regardé comme un indicaeur du degré de rigidié de l emploi e peu évoluer au cours du emps en foncion de règles insiuionnelles. Le caracère non direcemen quanifiable de ce phénomène nous condui à représener la dynamique du coefficien par un processus AR(1) esimé suivan la méhode du filre de Kalman, soi 1 o (9a) u u u u 0 1 1, 1 (9b) où u es un brui blanc N(0, u ) supposé indépendan des erreurs u de l équaion (10). Suivan la méhode du filre de Kalman, les équaions (8) e (9) représenen respecivemen l équaion de mesure e l équaion d éa du aux de chômage. Suivan l équaion (8), 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» e/ou «echnologiques» Les faceurs chroniques, conjoncurels e srucurels du chômage : examen héorique, mesures e évoluions hisoriques 3.1 Les faceurs chroniques du chômage D après l équaion (6), la composane chronique du aux de chômage d équilibre es mesurée par le produi spread. La variable spread indique que ce ne son pas les seuls salaires réels qui inerviennen dans la déerminaion du chômage d équilibre mais les salaires réels augmenés de oues les coisaions sociales, ce qui paraî inuiif dans la mesure où c es le 34 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 a pas emporé nore convicion. 13

15 coû oal réel du ravail qui inervien dans le comporemen des enreprises, les salariés bénéfician quan à eux de la proecion sociale correspondan au versemen des prélèvemens sociaux. Ce poin es d auan plus imporan que le aux global de coisaion a 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 plus de 65% depuis la fin des années Lorsque l excès du coû réel du ravail par rappor à la producivié es nul, l offre de ravail des salariés égalise la demande de ravail des enreprises e il n y a donc pas de chômage chronique. Lorsque le coû réel du ravail dépasse la producivié ( spread >0), cee siuaion 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 ( spread <0), cee siuaion radui une «ension» sur le marché du ravail. En fai, une valeur posiive de la variable spread peu êre la conséquence d un grand nombre de faceurs de rigidié 36 résulan soi de salaires adminisrés (convenions collecives), soi de charges sociales excessives en raison de la pression syndicale, soi de comporemens endogènes des employeurs e salariés conduisan à une rigidié à la baisse des salaires. En effe, en inroduisan l hypohèse d une informaion asymérique, la «nouvelle économie du ravail» propose des modèles monan que le comporemen d agens raionnels peu provoquer des siuaions non-concurrenielles, en généran une rigidié des salaires réels e donc une valeur posiive de spread, source d un chômage chronique. Trois approches peuven êre menionnées dans ce paradigme. En premier lieu, la héorie du salaire d efficience (Shapiro e Sigliz, 1984) : les employeurs ne pouvan connaîre a priori l'effor que leurs salariés seron disposés à fournir von leur verser des salaires plus élevés que la valeur d équilibre donnée en concurrence parfaie par la producivié marginale du ravail, ceci afin de les incier à l effor e à la fidélié. Tous les aures employeurs suivan la même sraégie, ous les salaires von finalemen êre augmenés. Ce comporemen aura pour conséquence de diminuer la demande de ravail car ce dernier sera plus coûeux. Une seconde approche es donnée par le modèle Insider-Ousider (Lindbeck e Snower, 1989). Dans ce cadre, le comporemen des insiders (i.e. les iulaires d un emploi dans une enreprise) génère une rigidié des salaires e de l emploi aribuable aux coûs de roaion de la main-d œuvre (coûs de recruemen, de licenciemen ou des liiges). Ainsi, pluô que d'embaucher des ousiders prês à acceper un salaire réel plus faible, les enreprises préfèren garder les insiders e les rémunérer à un salaire réel plus élevé que celui du niveau concurreniel. Une roisième approche endogène es donnée par la héorie des conras implicies (Azariadis, 1975) reposan sur l hypohèse que les salariés on une aversion pour le risque e craignen une baisse de leur salaire. Dans le même emps, les enrepreneurs qui accepen la prise de risque ou en souhaian fidéliser leurs salariés, proposen à ces derniers un conra d assurance implicie en 35 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 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 aussi la qualié de la main-d œuvre e donc la producivié. 36 Pour une approche empirique des rigidiés de salaires dans les pays de l OCDE, le leceur pourra se reporer uilemen à Bonne (1997). 14

16 leur offran un salaire déconnecé des flucuaions de l acivié. Si en période de fore croissance, les salaires n augmeneron pas ou peu, en revanche, en période de récession, les salaires ne baisseron pas : ce phénomène a pu jouer à parir du milieu des années 1970 lorsque la croissance de l économie s es sensiblemen ralenie alors que la hausse des salaires s es mainenue. Venons-en à présen aux problèmes de mesure. Tou d abord, il convien de relever que l esimaion de spread dépend du choix de l indice de prix reenu pour déflaer le coû horaire oal du ravail ; dans ce qui sui, la variable p e raduisan les prix fixés par les enreprises sera représenée par l indice des prix de gros (aussi uilisé e défendu par Rueff (195) dans son célèbre aricle). En second lieu, l indice de producivié nécessie des commenaires. En effe, dans le calcul de spread, le coû horaire réel oal du ravail es rapporé à la producivié non pas des seuls salariés, mais à la producivié horaire moyenne du ravail effecué dans l ensemble de l économie. Cee approche semble jusifiée dans la mesure où à ou insan une enreprise compare le coû d un salarié supplémenaire à la producivié de ce dernier, lequel exercera au sein de la srucure producive e capialisique de l unié de producion considérée dans son l ensemble. Par conre, ce indice de producivié ne pore pas uniquemen sur les seuls seceurs privé e semi-public concernés par le coû du ravail, puisqu il es fondé sur le PIB (incluan ainsi le seceur public) ; cee différence de champs peu conduire à sous-esimer la producivié e donc à suresimer la variable spread. En oure, les indices de coû réel du ravail e de producivié éan en base 1950=1, cela impose une valeur nulle de l écar relaif enre ces deux variables en 1950, ce qui es ou à fai arbiraire. Enfin, il impore de noer ici que, d après la héorie, le coû réel horaire du ravail doi en principe êre comparé à la producivié marginale du ravail. En fai, 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 37, de sore que, moyennan une consane de calage, le logarihme de la première se dédui de la seconde. 38 Pour ces rois raisons (champs couvers par le coû du ravail e la producivié ; arbiraire d une égalié enre coû réel du ravail e producivié en 1950 ; 37 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 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 ' ravail F L, es proporionnelle à la producivié moyenne du ravail. On a donc CHRT CHRT CHRT log log log a, de sore que la grandeur log log a représene en héorie l écar ' FL, relaif enre le coû horaire réel oal du ravail e la producivié marginale du ravail. b a 15

17 différence enre la producivié marginale e la producivié moyenne), nous avons effecué une correcion de calage (en logarihme) sur la producivié moyenne en supposan une absence de chômage chronique jusqu aux années , en espéran obenir ainsi un proxy de la producivié marginale qui soi en rappor avec le coû du ravail. 39 La figure 1 donne ainsi les évoluions comparées enre le coû horaire réel oal du ravail (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. Au cours de la période ayan suivi le choc pérolier de 1973, on consae un écar posiif grandissan enre le coû réel du ravail e la producivié horaire du ravail d aure par 40, l écar se sabilisan à parir du débu des années 000. La figure représene sur l ensemble de la période le aux de chômage u e l excès du coû réel du ravail par rappor à la producivié marginale CHRT ( spread 100 log 17.5%, avec CHRT CHT / PG ). On consae que la variable spread es négaive jusqu en 1975, avan d enamer une endance haussière qui ne se reournera qu après avoir aein un maximum d environ 30 % en 003. Ces évoluions s accorden avec le consa souven fai dans la 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 ] 3. Les faceurs conjoncurels du chômage Suivan l équaion (6), il exise une composane conjoncurelle du chômage d équilibre liée au niveau d acivié e représenée par la grandeur ˆ bˆ Q. 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» 4, 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 39 On a ln a, où a es l élasicié de la producion par rappor au niveau de l emploi (voir noe précédene), CHRT le paramère capuran à la fois l arbiraire d une valeur nulle de log en 1950 (i.e. les indices CHRT e son en base 1950=1) e le fai que inclu le seceur public alors que CHRT ne considère que les seceurs privé e semi-public. La consane CHRT a éé fixée de manière à ce que la valeur de log soi nulle au cours des deux années , pendan lesquelles le aux de chômage aein la valeur moyenne de 4.3%, valeur que l on considère généralemen comme proche du «aux naurel de plein emploi», lequel ne conien en principe pas de chômage chronique. On rouve =-17.5%. 40 Sur ce poin, voir noammen Baron e al. (003). 41 Voir noammen Laroque e Salanié (00) ainsi que Lannes e Pâris (010). 4 Okun (196). Pour une analyse récene voir Blanchard e Cohen (006). 16

18 (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. 43 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] 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 le chômage d équilibre (6) capure des faceurs conjoncurels conenus dans f bien que non 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. 44 Les indicaeurs nullemen limiaifs 45 : X i suivans on éé reenus, lesquels ne son bien sûr xm : aux de marge bénéficiaire bru 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) ; r j p où j es le rendemen des obligaions des e sociéés (série 14) e p le aux d inflaion anicipé 46 e 43 Voir ci-après, équaion (8). 44 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. 45 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. ~ 46 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 ~ obien : j 1.05 p i.6 ~ ~ ~, R avec p e 0.83p e p 1 e ( p o 5% en 1950), e (14.76) (5.71) p e 100 log( PC / PC 1). 17

19 : 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 e : aux d inflaion (prix de gros Les variables inrodui la valeur reardée de q PG, série 8 ) 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 (10) i 1 Q Q ) p Q 100ln( Q / Q ), Q 0 ; lnq lnq lnq : filre HP appliqué sur ln Q ( 100 ) p 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 47, e en reenan les reards opimaux sur les variables exogènes, les résulas obenus son les suivans : Q (5.16) Q p e (.46) r ( 5.31) p e (.87) 0.91 xm ( 3.87) 0.76 (5.85) q 0.06 xcouv 1 (.15) R (3.77) (3.88) 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 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 plus 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 (11) 47 Comme indiqué par (10), les coefficiens esimés de (11) corresponden aux produis ( 1 q ) i, don les signes son donnés par les i. 18

20 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 sur l ensemble de la période des valeurs du même signe que les valeurs fixes de l équaion (11) e son en oure oujours compris dans le chenal 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 le seuil de 5%). La figure 4 monre que valeurs calculées de la marge de producion disponible d après (11) représenen assez bien les principales flucuaions des valeurs observées. [insérer figure 4] 3.3 Les faceurs srucurels du chômage Suivan l équaion (6), il exise - sous la condiion que les valeurs de e u o soien posiives - une composane srucurelle du aux de chômage d équilibre représenée par le produi u0, dans lequel la variable d éa sochasique (représenée par les équaions (9)) s inerprèe comme un indicaeur de rigidié de l emploi. Cee composane srucurelle peu êre rapprochée du concep de «aux de chômage naurel», ce dernier éan généralemen évalué enre 3% e 6%. 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 48, (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 en vigueur, ce ype de chômage éan en principe favorisé par un sysème généreux d allocaions aux chômeurs. 4 - Représenaion du aux de salaire 4.1 Les équaions WS PS, la recherche d un compromis de négociaion e la représenaion du salaire de réservaion 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). 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 valeur du salaire à l équilibre. L inconvénien de cee opique es d évacuer de faco le aux de chômage observé des faceurs 48 Le chômage fricionnel renvoie aux modèles de «Job Search» (Sigler 196) ou aux modèles de «Maching» (modèles d appariemen, Pissarides 1990). 19

21 du salaire, puisque le rôle de variable d ajusemen qu il joue à ou momen disparaî à l équilibre. Cee approche gomme donc l analyse du processus qui es à la base même du modèle WS-PS : le mécanisme d ajusemen des prix e des salaires par le chômage raduisan les comporemens des aceurs au cours des négociaions enre employeurs e salariés. C es pourquoi, dans le bu de vérifier empiriquemen dans quelle mesure le aux de chômage observé inervien effecivemen comme argumen dans les comporemens conduisan à la déerminaion du aux de salaire, on supposera que le salaire bru issu de la négociaion es donné à chaque dae par une moyenne pondérée des valeurs désirées par les deux paries, soi : avec s ( WS) (1 )( PS) 0 1 (1) (WS) (PS) s R s p [ s p ] cs k u f (13) e s p s p s s p ce k u f (14) où le paramère caracérise la force relaive des salariés par rappor aux employeurs au cours des négociaions: sera d auan plus grand que les salariés son en posiion de force. Comme nous le verrons dans la présenaion des résulas, lorsqu elle es associée à l équaion du chômage (8), l équaion du aux de salaire déduie de (1) présene égalemen l avanage de permere une idenificaion des sensibiliés k s e k p des salariés (WS) e des parons (PS) au aux de chômage. Cependan une difficulé récurrene ien à la représenaion empirique du salaire de réservaion puisque la valeur de ce dernier es inconnue. Rappelons que, lors de la déerminaion du aux de chômage d équilibre (équaion (3)), le salaire de réserve a éé supposé inférieur e proporionnel au salaire ne observé (cf. relaion (4)). En fai, cee hypohèse n es fondée qu à l équilibre ex-pos, c'es-à-dire lorsque le chômage a joué son rôle d ajusemen enre le salaire réel désiré par les salariés e celui désiré par les employeurs, donc au poin héorique où il y a égalié enre le salaire réel désiré par les deux paries. Or, l équaion (1) du aux de salaire ne s inscri pas dans une relaion d équilibre puisque la moyenne pondérée considérée radui non pas un équilibre mais un compromis de négociaion sur la fixaion du aux de salaire, d après lequel les deux paries n on a priori pas les mêmes valeurs désirées du salaire réel. L hypohèse de la relaion (4) reenue pour la déerminaion du chômage d équilibre pourrai néanmoins êre envisagée ici comme pis-aller. Cependan, on peu monrer que ce choix aurai le double inconvénien de laisser indéerminée la valeur du paramère mesuran les forces relaives de négociaion e d évacuer les prix à la consommaion de la déerminaion du aux de salaire, ce qui n es pas rès inuiif. 49 Pour oues ces raisons, nous avons suivi deux aures pises. La première consise à relier le salaire réel de réserve au Smic réel horaire ne assori des coefficiens de proporionnalié e d élasicié appropriés. Le fondemen de cee hypohèse empirico-insiuionnelle se réfère à la conribuion de Rioux (001) qui uilise deux enquêes de l Insee menée dans les années 1990 e 49 L équaion du aux de salaire bru à laquelle nous abouissons avec (1), (13) e (14) en reenan l hypohèse (4) ' ' o. La grandeur ( k p ks ) es la suivane : s pe ce u fs f p 1 1 éan esimée globalemen par une variable d éa sochasique, on voi que la valeur du paramère indéerminée. 1 reserai alors 0

22 inerrogean les chômeurs sur le salaire horaire minimal exigé pour acceper un emploi. L aueur dédui de ces enquêes que les deux iers des chômeurs qui son au RMI demanden au plus le Smic pour acceper de ravailler alors que les deux iers des chômeurs resans demanden au moins le Smic. Malheureusemen, le Smic horaire réel ne en an que proxy du salaire réel de réserve n a pas permis de valider l équaion du aux de salaire déduie de (1), ceci même en ajouan l influence possible de l écar salarial iner-décile D9/D1 pour représener le salaire de réserve de l ensemble des salariés (pour un cadre supérieur, le Smic ne représene évidemmen pas un salaire de réservaion). C es pourquoi nous nous sommes ournés vers une aure hypohèse : la producivié horaire du ravail éan supposée connue an des employeurs que des salariés (ou de leurs représenans), cee grandeur peu jouer un rôle de référence pour indexer la valeur implicie du salaire réel moyen de réserve au cours de la négociaion. Même si ce choix rese arbiraire, il es néanmoins lié à la significaion héorique du concep salaire de réserve qui radui un «équivalen - revenu» dépendan à la fois de la désuilié du ravail e de la valeur monéaire du ravail domesique e des allocaions chômage (d Auume, 001): un individu sans emploi n accepera de ravailler que s il ouche un salaire au moins égal à ce «équivalen - revenu». Or, le foncionnemen d un marché du ravail concurreniel implique que la désuilié du ravail s égalise à la producivié du ravail. Ceres, le marché français du ravail es éloigné d un marché concurreniel, mais ce résula peu suggérer une relaion de proporionnalié / élasicié enre ces deux grandeurs. De même, la valeur monéaire du ravail domesique peu êre mesurée par le salaire des professions d aide à domicile andis que les allocaions chômage représenen une par subsanielle des salaires versés pendan la période d acivié : comme ous les aures salaires, on peu donc penser que ces revenus enreiennen égalemen un lien avec la producivié horaire moyenne du ravail.50 Nous avons ainsi reenu la relaion suivane : R [ s p ] s 0 (15) s o Il impore d ajouer ici que le sysème WS-PS n es compaible avec l exisence d un équilibre de long erme que si la producivié du ravail es inroduie en an que cible pour le salaire réel (Layard, Nickel e Jackman (1991) ; Le Bihan e Serdyniak (1998)). Or, l hypohèse raduie par l équaion (15) perme précisémen d éayer la liaison enre le salaire réel à la producivié au sein de l équaion du aux de salaire (16) ci-dessous qui es déduie de l équaion (1) L équaion reenue du aux de salaire déduie du cadre WS - PS En reporan l équaion (15) dans (13) puis les équaions (13) e (14) dans (15), on obien la valeur du salaire horaire bru, soi : 50 À ire indicaif, nous avons pu vérifier que la endance du salaire horaire ne déflaé par les prix de déail suivai rès approximaivemen celle de producivié du ravail avec une élasicié de l ordre de 0.8. Par conséquen, si l évoluion générale du salaire réel moyen ne es un proxy de celle du salaire moyen de réservaion, on peu alors considérer qu il en es approximaivemen de même de la producivié. Auremen di, les hypohèses (4) e (15) son liées sur le plan empirique. 51 En fai, de nombreuses éudes économériques on confirmé que le salaire réel moyen d un pays es d auan plus élevé que la producivié du ravail es élevée : en moyenne dans l indusrie, les différences enre les produciviés expliqueraien enre 70% e 80% des écars enre les salaires réels (voir noammen Irwin (005), Figure 6.1 e Table.6). 1

23 s ps ( 1 ) pe ( (1 )) cs (1 ) ce u fs (1 ) f p so (16) avec 1 ) k k ] [( p s La relaion (16) fai clairemen apparaîre que l influence du aux de chômage sur les salaires sera négaive ( <0) si le poids aribué au chômage dans le comporemen «wage seing» des salariés es plus grand que le poids aribué à cee variable dans le comporemen «price seing» des employeurs (i.e. si ( 1 )k p ks ), e au conraire posiive lorsque >0 (i.e. si ( 1 )k p ks ). Le aux de salaire nominal s dépend ainsi posiivemen du niveau des prix à la consommaion p s e des prix de gros p e, de la producivié du ravail, du aux de chômage (avec un signe pouvan varier), e évenuellemen d aures variables conjoncurelles ou srucurelles regroupées dans les faceurs f e f p. Puisque ces deux dernières caégories de faceurs dépenden des faceurs s s X i considérés ci-dessus, on peu écrire f ( 1 ) f X y (17) p i i i où les paramères i peuven prendre des valeurs posiives, négaives ou nulles lorsque les effes sur f s e f p se compensen. Le coefficien variable n éan pas direcemen mesurable, il sera représené par un processus AR(1) caracérisé par une variable d éa sochasique esimée suivan la méhode du filre de Kalman. En reporan (17) dans (16), on obien ainsi la représenaion espace-éa suivane du aux de salaire bru nominal : s d ps (1 ) pe) ( (1 )) cs (1 ) ce ( (18) o u d 0, 0, 0 1, c o so yo i i Xi 1 o (19a) s s s s co s (19b) où s e s son des bruis blancs N(0, u ) e N(0, s ) indépendans enre eux. Les équaions (18) e (19) représenen respecivemen l équaion de mesure e l équaion d éa du aux de salaire. La valeur du coefficien d a éé laissée libre, car ou écar significaif par rappor à l unié de ce paramère indique une déviaion par rappor à l hypohèse d absence d illusion monéaire. À ire d illusraion de la relaion enre salaire, prix e producivié, la figure 5 monre, en considéran les aux de croissance, que le salaire horaire bru réel déflaé par l indice des prix de déail es lié à celui de la producivié horaire du ravail : on consae noammen une diminuion endancielle d une ampleur voisine pour les deux variables au cours de la période. Ce consa monre que l écar observé enre l évoluion du coû réel du ravail e celle de la producivié (figure 1) résule d une par de l augmenaion des coisaions sociales payées par les employeurs e d aure par de l évoluion plus rapide des prix de déail par rappor aux prix de gros. [insérer figure 5]

24 De même que pour le aux de chômage, il éai a priori possible que le aux de salaire ne s ajuse que progressivemen sur les faceurs explicaifs indiqués dans l équaion (18). Cependan, l inroducion de la valeur reardée du salaire à droie de cee équaion s es révélée peu concluane puisque les crières d informaion augmenen lorsque l endogène reardée es inroduie, ce qui peu se comprendre par le fai que le salaire peu êre vu ici direcemen comme un résula de négociaion. Les valeurs reardées des variables exogènes y compris le aux de chômage se son égalemen révélées non significaives. Noons enfin que, ou comme pour les faceurs de Q, le aux de syndicalisaion des salariés e le nombre de jours de grève ne son pas apparus comme des faceurs significaifs parmi les variables X i. Ceci suggère - au niveau macroéconomique ou au moins - que la fixaion des salaires n es pas en relaion direce avec la pression exercée par les grèves ou le nombre des syndiqués, ce qui n exclu naurellemen pas d aures modaliés indireces de ransmission. Pour le syndicalisme e la grève, l impac dans quelques grandes enreprises e dans un délai généralemen inférieur à une année, es cerainemen mal pris en compe par des données à la fois naionales e annuelles Le modèle chômage-salaire : résulas empiriques Les variables uilisées pour esimer les équaions du aux de chômage e du aux de salaire son les suivanes : Equaions du aux de chômage : u : aux de chômage à l insan en % (série 11/série 1) CHT : coû horaire oal du ravail (série 6/série 15) Q : écar relaif (%) enre la producion poenielle e la producion observée Q (PIB réel = série 1/ série 10) CHRT spread 100.log s cs ce 17.5% : écar relaif enre le coû horaire réel oal du ravail e la producivié horaire du ravail, avec CHRT CHT / PG, avec : producivié horaire du ravail, base 1950=1 (série 11) PG : indice général des prix de gros, base 1950=1 (série 8) Equaions du aux de salaire: s : log du salaire moyen horaire bru, base 1950=1 (série ) cs : aux des coisaions payées par les salariés par rappor au salaire ne, valeurs décimales (série 3/série) 5 Concernan les grèves, on peu menionner le ravail de Borrel (1996) dans lequel l aueur disingue rois ypes de conflis sociaux : les conflis localisés à bu économique, les vagues de grèves ou les conflis généralisés à bu plus sociologique, e enfin les journées naionales d acion, à objecif neemen poliique. À l aide d un modèle économérique à 11 équaions en données annuelles, l aueur parvien à la conclusion que les conflis localisés inerviennen dans la déerminaion du salaire réel ouvrier en exerçan davanage de pression sur le parona en vue de hausses de salaires. Quan aux conflis généralisés, leurs déclenchemens seraien favorisés par un ralenissemen des salaires des ouvriers e employés e par une augmenaion de l écar avec les salaires des cadres. Ces conclusions son néanmoins condiionnées par l inceriude de la disincion enre conflis localisés e conflis généralisés e de l évaluaion de données comme le «niveau de coordinaion des sraégies de la gauche poliique e syndicale». 3

25 ce : aux des coisaions payées par les enreprises par rappor au salaire bru, valeurs décimales (série 4/série) p s : log de l indice général des prix à la consommaion PC, base 1950=1 (série 7) : log de la producivié horaire du ravail, base 1950=1 (série 8) u : aux de chômage à l insan, valeur décimale (série 11/série 1) xm : aux de marge bénéficiaire des sociéés non financières, en valeur décimale (série 16) Le sysème suivan - composé de deux équaions de mesure e de deux équaions d éa - a éé esimé suivan la méhode du filre de Kalman (Harvey (199), Hamilon (1994)) 53, cee dernière reposan sur le crière de maximum de vraisemblance: Tableau 1 - Représenaion du aux de chômage e du aux de salaire suivan une spécificaion espace-éa Equaions de mesure - aux de chômage : u 1 (1 ) [ spread b Q uo (8) u u ] - aux de salaire: s d ps (1 ) pe) ( (1 )) cs (1 ) ce ( (18) Equaions d éa - aux de chômage : u i Xi ewi 1 o (9a) u u 1 1 u 0 (9b) - aux de salaire: 1 o (19a) s s s 1 (19b) Concernan les équaions d éa (9) e (19), nous avons ené d ajouer des reards dans les paries de droie ainsi que différenes variables macroéconomiques observables (aux de croissance, inflaion, aux d inérê, ec); cependan, aucune de ces variables ne s es révélée significaive. 54 Quan aux valeurs iniiales des coefficiens e, elles on éé déerminées par co s 53 Les esimaions on éé réalisées avec le logiciel Eviews7. Dans ce ravail, nous nous inéressons à une inerpréaion srucurelle (e non prédicive) du modèle. Pour cee raison, les valeurs des variables d éa e - e donc les valeurs calculées d après les équaions de mesure ainsi que les résidus associés à ces équaions - son à chaque dae celles obenues suivan la représenaion smoohed inference (Harvey (199) ; Hamilon (1994)) e non en suivan la représenaion en mode prévisionnel «one-sep-ahead prediced saes». Les valeurs esimées des hyperparamères du modèle son naurellemen indépendanes du choix de la représenaion adopée e ne dépenden que de la procédure du filre. 54 Précisons ici que la méhode du filre de Kalman ne nécessie pas des ess préalables de saionnarié ou coinégraion sur les variables observées. 4

26 balayage de manière à minimiser les crières d informaion (Akaike, Schwarz e Hannan & Quinn). Il impore de relever ici que le filre de Kalman consiue une sore de «boîe noire», puisque les faceurs économiques sous-jacens aux dynamiques des variables d éa ne son pas idenifiés. Cependan, c es précisémen parce qu on ne peu a priori mesurer ces faceurs que cee méhode a éé conçue afin de représener des variables laenes inobservables. En fai, l uilisaion de cee méhode nécessie ceraines condiions pour êre jusifiée. Tou d abord, une variable d éa doi représener une grandeur don la significaion es précisée dans le modèle héorique ; c es le cas ici avec e, puisque ces coefficiens son direcemen liés au degré de rigidié de l emploi, les faceurs de rigidié éan rop nombreux pour pouvoir quanifier leurs effes conjoins sur le chômage e les salaires; si, comme on peu le penser a priori, ce degré es variable, esimer le modèle en supposan ces deux coefficiens consans conduirai bien sûr à inroduire une conraine générarice de sérieux biais. Ensuie, les valeurs esimées d une variable d éa sochasique - e ou pariculièremen son signe - doiven êre en accord à la fois avec la héorie que l on cherche à vérifier, e avec l hisoire économique accompagnée de ses changemens srucurels e insiuionnels. Là encore, nous verrons que les résulas obenus semblen saisfaire cee condiion, avec ouefois la réserve que les représenaions son moins fiables en débu de période car l impac des valeurs iniiales des variables d éa diminue au fur e à mesure que le sysème s enrichi en informaion au cours du emps (comme cela es indiqué par l évoluion des valeurs des écar-ypes associés à ces variables à chaque dae). En oure, le fai que les variables d éa soien dans ce ravail représenées par des processus sochasiques AR(1) consiue un résula endogène au modèle proposé e non une hypohèse a priori, puisque nous avons consaé que l élargissemen de ce processus à un AR() ou à des variables macroéconomiques observables n éai pas significaif. Ce résula n es d ailleurs pas vraimen éonnan dans la mesure où un bon nombre de phénomènes macroéconomiques peuven êre approximés par un processus sochasique AR(1). Remarquons aussi que, suivan la méhode du filre de Kalman, un coefficien supposé a priori variable peu rès bien se révéler a poseriori non significaivemen différen d une consane, comme l illusrera l évoluion de la valeur esimée de après 1960; mais cee sabilié consiue alors un résula e non une hypohèse a priori. Enfin, dans le bu d apprécier globalemen la perinence empirique de la modélisaion à coefficiens sochasiques, il convien de comparer les résulas obenus avec un benchmark donné par le même modèle mais avec des coefficiens supposés consans. Sur ce poin, nous avons esimé le sysème composé des équaions (8) e (18) en imposan a priori la consance des coefficiens alpha e omega, soi o e o. Les esimaions on éé réalisées avec la méhode SUR (Seemingly Unrelaed Regression) qui es robuse à la corrélaion conemporaine e à l hééroscédasicié des résidus des deux équaions. Les résulas obenus paraissen sans appel : dans l équaion du chômage, les coefficiens o, b e u o ne son pas significaifs (seul le coefficien auorégressif es significaif e proche de l unié) : auremen di, il n y a pas de chômage d équilibre e le chômage n es «expliqué» que par sa valeur reardée; concernan l équaion du aux de salaire, le coefficien o du aux de chômage n es pas significaif, les résidus n ayan en oure pas de bonnes propriéés saisiques. Concernan la qualié des ajusemens, la somme des carrés des résidus obenue pour l équaion du chômage vau 7.7 avec le modèle à coefficiens variables e 1.0 pour le modèle à coefficiens fixes, ces saisiques 5

27 valan respecivemen 0.03 e pour l équaion du aux de salaire. Enfin, les crières d informaions AIC, SWZ e H&C obenus avec le sysème consiué des deux équaions augmenen rès subsaniellemen lorsque l on passe de l esimaion à coefficiens variables à l esimaion à coefficiens consans : pour ces rois crières, on obien respecivemen -3.06, -.49 e -.84 avec l esimaion espace-éa proposée (cf. ci-après bas du ableau ) e -.4, -.18 e -.3 avec l esimaion SUR. Ces résulas convergen donc pour éayer la nécessié du relâchemen de l hypohèse d un degré de rigidié consan de l emploi dans le modèle proposé au cours de la période. Les valeurs esimées des paramères du modèle du ableau 1 son présenées dans le ableau. Noons que, afin d évacuer les biais pouvan résuler de la corrélaion enre les valeurs u s conemporaines des résidus des équaions de mesure e - corrélaion nécessaire compe enu des variables communes présenes dans les deux équaions - cee méhode esime parmi les hyperparamères la covariance (covar) enre ces deux résidus. 55 Tableau - Esimaion espace-éa du aux de chômage e du aux de salaire suivan la méhode du filre de Kalman aux de chômage u aux de salaire horaire bru s Equaions d éa (9) ( i u ) Equaions d éa (19) ( i s ) i (10.1) 0.58 (3.) i 0 o 0* (.7) 0.78 (3.7) - o - i c (-11.4) (-3.) Equaion de mesure (8) Equaion de mesure (18) 0.73 (15.1) - 0* b 1.94 (3.8) - 55 i La méhode perme égalemen d esimer les covariances conemporaines enre les résidus e i (i = u, s) enre les équaions de mesure e les équaions d éa. Ces covariances s éan révélées non significaives, le sysème a éé esimé en évacuan ces grandeurs. 6

28 u ** (37.8) - d 1 c o (33.6) 1.08 (1.4) 0.5 (10.6) (-15.8) 0.44 (5.6) i c (-5.3) (-39.3) R R D LM( ) p-value ARCH( ) p-value JB( ) p-value covar (-7.0) AIC SWZ -.49 H&C -.84 Noes - Les esimaions on éé réalisées en sysème sur la période (57 années) avec la méhode du maximum de vraisemblance. Les chiffres enre parenhèses représenen les valeurs de la saisique de Suden. Les variances des résidus i ˆ e de i (i = u, s) on éé esimées i respecivemen sous la forme exp( c i 1 ) e exp( c i ), garanissan ainsi leur posiivié quels que soien les signes des paramères esimés cˆ i 1 e cˆ. Les valeurs iniiales opimales (i.e. minimisan les crière d informaion) rouvées pour 1 e 1 son respecivemen 0.13 e R D es le coefficien de déerminaion proposé par Harvey (199) : une valeur posiive indique que le modèle proposé es plus performan non pas par rappor à une consane (ce qu indique le R ) mais par rappor à une marche aléaoire avec drif. ( ) Les lignes LM, Arch e JB donnen respecivemen les p-values de la saisique F correspondan au es d auocorrélaion (Breusch-Godfrey serial correlaion LM es, 4 reards), de la saisique F correspondan au es d hééroscédasicié (ARCH, 1 reard), e de la saisique Jarque-Bera poran sur la disribuion des résidus sandardisés. Les valeurs esimées des variables d éa éan par principe moins fiables pour les premières années, les ess sur les résidus sandardisés on éé effecués sur la période AIC, SWZ e H&C désignen respecivemen les crières d informaion d Akaike, de Schwarz e de Hannan & Quinn. (*) Cee consane s éan révélée non significaivemen différene de zéro, elle a éé éliminée de l ajusemen final. (**) La valeur de u0 a éé déerminée par balayage (le de Suden de ce coefficien a éé esimé en fixan ous les aures paramères à leurs valeurs esimées). 7

29 La figure 6 représene l évoluion des valeurs de la variable d éa (ou alpha) esimées d après les équaions (11), sachan que es en principe d auan plus faible que l emploi es flexible. L inervalle de confiance à 95% indiqué par les bornes supérieures e inférieures monre que ce coefficien es significaivemen variable. On doi souligner le fai que, conformémen au signe aendu, les valeurs esimées sans conraine son posiives sur u l ensemble de la période e que la valeur esimée de 1 es bien comprise dans l inervalle héorique [0, 1]. On consae que les valeurs oscillen auour d une valeur moyenne assez sable d environ 0.0, enre un minimum de 0.04 e un maximum de 0.3, ce qui indique des modificaions rès subsanielles du rôle joué par le chômage dans les négociaions en an que variable d ajusemen enre les prix e les salaires, signifian ainsi une fore variabilié de la rigidié de l emploi. Les valeurs esimées des variables d éa son moins fiables au cours des premières années (les valeurs iniiales ayan de moins en moins d influence au cours du emps), les valeurs obenues jusqu en 1960 doiven de ce fai êre regardées avec plus de prudence. La endance baissière de alpha observée enre 1951 e 1964 (figure 6) correspond assez bien à la période de rès faible caracérisan cee période : 1,7% enre 1950 e 1954, 1,3% enre 1955 e On peu penser que cee fluidié qui un bon appariemen des offres aux demandes a condui une baisse des rigidiés vécues sur le marché du ravail. La endance haussière de sur la période suggère un renforcemen des rigidiés sur le marché du ravail (reprise impercepible du chômage, % enre 1965 e 1969, 5% enre 1975 e 1979, indexaion du SMIG insiuée en juille 195 e renforcée en 1970, créaion du régime de l'assurance chômage des salariés avec l Unedic e les Assedic, disposiions sociales sur l indemnisaion du chômage à parir de 1974 ec.). Cependan, après 1984 e le ournan désinflaionnise de la «rigueur», es caracérisé par un rend oriené à la baisse, ce qui semble conforme à l évoluion hisorique caracérisée par une flexibilié grandissane du marché du ravail (décenralisaion des convenions collecives, différenciaion individualisée des salaires, muliplicaion des conras à durée déerminée, du ravail à emps pariel, de l inérim, des condiions de sage, ec.). [insérer figure 6] Concernan les paramères fixes de l équaion de mesure du chômage (8), le coefficien posiif obenu pour la marge de producion disponible ( b ) es conforme au signe aendu. Quan à la valeur esimée de la consane u 15.6%, elle es rès significaivemen posiive, ce ˆ0 qui monre l exisence d une composane srucurelle du chômage. Enfin, le coefficien du aux de chômage reardé ( ) indique un délai moyen d ajusemen T du chômage à ses faceurs ˆ de l ordre de.7 années ( T. 70 ), valeur qui semble crédible dans la mesure où cee 1 ˆ durée correspond rès approximaivemen à la longueur moyenne d un cycle conjoncurel. La figure 7 rerace sur l ensemble de la période les valeurs esimées des rois composanes du aux de chômage d équilibre figuran dans la relaion (3). Noons que, par consrucion, ces rois caégories de chômage son liées par un faceur commun représené par la variable d éa sochasique, ce qui signifie que le degré de rigidié de l emploi peu influencer le niveau du 8

30 chômage par ces rois différens canaux, ceci même si les faceurs propres des rois composanes resen dominans par rappor au faceur commun. 56 Les valeurs négaives obenues jusque vers le milieu des années 1970 de la composane chronique ˆ spread indiquen que cee dernière a pu jouer un rôle favorable sur l emploi, cee composane pouvan expliquer une «ension» sur le marché du ravail en permean d abaisser le aux de chômage observé vers une valeur d environ %, siuée donc en principe au dessous du aux de chômage naurel, compensan ainsi l impac des composanes conjoncurelle e srucurelle. À parir du milieu des années 1970, le chômage chronique se développe foremen aeignan un maximum de 6.7% en 1993, pour ensuie diminuer, passan par un minimum de.3% en 000 avan un for rebond suivi d une nouvelle baisse conduisan ce aux vers une valeur proche de 4% en fin de période. Concernan la composane conjoncurelle du chômage d équilibre représenée par la grandeur ˆ bˆ Q, la figure 7 monre que cee composane connai des flucuaions d ampliude allan enre 0 e 4% avec des maxima (1975 :.8% ; 1985 :.8% ; 1993 : 4%) e des minima (1973 : 0 ; 1980 : 0.3% ; 1990 : 1.% ; 001 : 0.9%). Quan à la composane srucurelle esimée par le produi ˆ u, elle es sysémaiquemen posiive, conformémen au signe aendu. Cee composane es ˆ0 plus lisse que les précédenes, oscillan enre un minimum de 0.5% en 1964 e un maximum d environ 4% pendan les années ; cee propriéé semble inuiive dans la mesure où le degré de rigidié de l emploi n évolue en principe pas brusquemen dans le emps. Les valeurs obenues son plus faibles que les esimaions du chômage srucurel que l on rouve dans la liéraure, car ces dernières surévaluen sans doue cee composane probablemen en raison du fai que son esimaion es séparée de celle des composanes chronique e conjoncurelle. 57 Sur l ensemble de la période, les composanes chronique, conjoncurelle e srucurelle du aux de chômage s élèven en moyenne respecivemen à 1.7%, 1.67% e.95%; sur la période , ces valeurs s élèven à 3.88%,.01% e 3.41%. Au oal, ces résulas monren donc qu on ne peu négliger ni les faceurs de ype chronique résulan d un excès du coû réel du ravail par rappor à la producivié, ni les faceurs conjoncurels résulan d une insuffisane acivié sur le marché des biens, ni les faceurs srucurels direcemen liés aux rigidiés de l emploi. Noammen, après le choc énergéique de 1973, les rois caégories de chômage se cumulen pour expliquer la hausse du chômage vers des niveaux à deux chiffres. l élasicié [insérer figure 7] Concernan le aux de salaire, le coefficien s 1 de l équaion d éa (19b) représenan du aux de salaire par rappor au chômage es significaif e compris dans 56 En effe, la parie «inexpliquée» de la variance d une composane du aux de chômage par une des deux aures composanes rese oujours supérieure à 75% : les 1 R valen respecivemen 79%, 78% e 93% pour les couples (chronique, conjoncurel), (conjoncurel, srucurel) e (chronique, srucurel). 57 Par exemple, en s appuyan sur la relaion de Phillips pour esimer le NAIRU e en uilisan le filre de Kalman pour esimer le aux de chômage srucurel, Heyer e Timbeau (00) rouven des valeurs de l ordre de 5% à 6 % enre 1979 e 000. Cependan, suivan d aures spécificaions, les aueurs évoquen des aux srucurels pouvan aller jusqu à 9% à 1% en France, ce qui peu sembler excessif car de elles valeurs son rès proches du chômage observé. Au regard des chiffres auxquels nous sommes parvenus, la non prise en compe par ces analyses du chômage chronique e d un ajusemen du chômage observé sur le chômage d équilibre pourrai expliquer le niveau plus élevé (e sans doue biaisé) de els résulas. 9

31 l inervalle aendu [0, 1]. L équaion de mesure esimée des salaires (18) monre que valeur esimée du paramère srucurel es bien comprise dans l inervalle héorique [0, 1] e la valeur obenue de 0.5 indique un équilibre enre la force de négociaion des salariés (WS) e celle des employeurs (PS), en moyenne sur l ensemble de la période. Ce résula implique aussi que l indice des prix approprié pour déflaer les salaires peu êre approximé par une moyenne géomérique des prix de gros e des prix de déail. 58 Par ailleurs, on remarque que seul le aux de marge des enreprises s es révélé significaif parmi les variables X ( ) : oues choses égales par ailleurs, un aux de marge élevé apparaî êre défavorable aux salaires, ce qui semble conforme au signe aendu, puisque d après l équaion (17) les variables X déerminen la différence f (1 ) f ), le aux de marge inervenan avec un signe qui es a priori posiif dans ( w p f p. On consae égalemen que la valeur esimée du coefficien associé au niveau des prix es proche de l unié d : ce résula suggère une quasi-absence d illusion monéaire e que donc les aceurs raisonnen esseniellemen en ermes réels. Il en es de même pour le paramère 1.08, ce qui suggère que la croissance du salaire réel de réservaion se ferai approximaivemen au même ryhme que celle de la producivié. Ces deux résulas son saisfaisans dans la mesure où dans une siuaion d équilibre dynamique caracérisée par un aux de chômage «naurel» consan, la condiion d 1 prévaudrai, le salaire réel croissan alors comme la producivié (le aux de marge des enreprises e les aux de coisaion éan consans dans une elle siuaion). La figure 8 représene l évoluion des valeurs de 1 ) k k ] (ou omega) au i ˆ1 i [( p w cours esimées d après les équaions d éa (19) du ableau ). L inervalle de confiance éroi au seuil de 5% monre une bonne précision des valeurs esimées suivan les daes. L inerpréaion de l évoluion de la variable oméga n es pas simple. Elle radui moins un éa des rappors de forces enre employeurs e salariés dans la négociaion qu un éa des «rappors de sensibilié» au chômage dans la négociaion. En débu de période ( ) augmene rapidemen puis passe de valeurs négaives vers des valeurs posiives ( ). Même s il fau reser pruden sur l inerpréaion des premières valeurs esimées, cela signifie que dans les années 1950, les salariés aribuen plus d imporance au chômage que les employeurs (souvenir des années 1930?) avan que la siuaion ne s inverse ( ), les valeurs posiives de indiquan un poids relaif dominan des employeurs dans la prise en compe du chômage au cours des négociaions. On peu représener rès approximaivemen cee prépondérance de sensibilié des employeurs par une consane d environ 1.8. L inuiion première serai pluô que ce son les salariés qui, en raison de leur inquiéude, devraien accorder un poids plus imporan au chômage que les employeurs après : face à la craine du chômage, ils réduiraien leurs préenions salariales pour conserver le maximum de possibiliés d'emploi. Sans pour auan remere en cause ce comporemen naurel des salariés, les résulas monren pouran que la sensibilié des employeurs au chômage es supérieure à celle des salariés. Risquons une explicaion. Si l on considère les années de «suremploi» e de croissance souenue jusqu en 1974/75, les 58 Noons ici que le déflaeur du PIB peu lui-même êre bien représené par une moyenne pondérée géomérique de l indice des prix à la consommaion e des prix de gros, qui es inéressan dans la mesure où l indice déflaeur de la valeur ajouée es souven uilisé pour esimer le «salaire réel». 30

32 employeurs seraien rès sensibles au (faible) niveau de chômage car cee siuaion les pousserai à verser des salaires élevés pour airer ou reenir les salariés dans leurs enreprises. En période de croissance ralenie depuis 1974 (auour de %) e malgré un for volan de chômage (auour de 10%) la sensibilié des employeurs au chômage peu demeurer plus élevée que celle des salariés par suie d une préoccupaion consane d une maîrise des coûs e de la masse salariale, noammen dans le conexe de concurrence inernaionale accrue. La sensibilié des salariés au chômage n es évidemmen pas niable, mais apparaîrai ainsi dans le modèle, comme surpassée par celle des employeurs. [insérer figure 8] Les valeurs des coefficiens sochasiques ( k k ) e 1 ) k k ] éan 1 s p [( p s esimées par les équaions d éa e le paramère par l équaion de mesure du aux de salaire, il es possible d en déduire les valeurs implicies des sensibiliés k s e k p des salariés e des employeurs par rappor au aux de chômage, sachan que la première a une influence négaive sur le salaire alors que la seconde une influence posiive. Cependan, ces valeurs ne peuven êre évaluées qu avec une grande inceriude car les marges d erreurs associées à e à se cumulen de manière muliplicaive. Néanmoins, e conformémen aux hypohèses du modèle WS-PS, les évaluaions faies de ces deux sensibiliés son oujours posiives sur l ensemble de la période, excepé quelques rares valeurs non significaivemen négaives enre 1985 e 1995 pour pour k s. Les valeurs moyennes (plus fiables), on éé évaluées à 1.63 e 5.16 respecivemen k s e k p. En oure, excepé pour 1951 e 195, les valeurs de k p son oujours neemen supérieures à celles de k s, ce qui monre à nouveau que l imporance aribuée au chômage par les employeurs au cours des négociaions (influence posiive sur le salaire réel) es srucurellemen plus élevée par rappor à l imporance aribuée par les salariés (influence négaive sur le salaire réel). On peu apprécier la qualié globale des ajusemens obenus avec les équaions de mesure (8) e (18) au moyen du coefficien R convenionnel e du coefficien modifiée proposée par Harvey (199), ce dernier permean d évaluer la qualié de l ajusemen par rappor à un benchmark caracérisé par une marche aléaoire avec dérive. 59 Les valeurs R D associés aux équaions de mesure son assez élevées (0.45 e 0.69 pour le chômage e les salaires respecivemen), ce qui indique une diminuion rès subsanielle des variances résiduelles par rappor à l hypohèse d une marche aléaoire avec dérive, éayan ainsi au plan saisique la perinence du modèle à composanes inobservables. Les figures 9 e 10 monren que les valeurs R D 59 R D Ces deux mesures de la qualié d ajusemen son définies par T 1 SSR / ( y y) ( y u R T 1 SSR / ( y y) e, s ), où SSR es la somme des carrés des résidus du modèle. Une valeur négaive de R D signifie que le modèle esimé donne une représenaion de moins bonne qualié qu une simple marche aléaoire avec dérive. 1 31

33 esimées d après les équaions de mesure (8) e (18) représenen d une manière assez saisfaisane les valeurs observées du aux de chômage e du aux de salaire horaire 60 au cours de la période , les poins de reournemens majeurs éan le plus souven assez bien représenés. [insérer figure 9] [insérer figure 10] Examinons à présen les propriéés saisiques des résidus u e s sandardisés des équaions de mesure du aux de chômage e du aux de variaion des salaires à l aide de différens ess don les résulas son donnés dans le ableau. Les valeurs des p-values associées à la saisique de Jarque-Bera permeen de conclure que les résidus esimés des deux équaions de mesure son - au seuil de 5% - disribués suivan une loi normale, ceci an pour l équaion du chômage que pour celle des salaires, ce qui indique qu il n y a pas un nombre significaif de poins pouvan êre considérés comme aberrans. Enfin, les ess de diagnosic concernan l auocorrélaion (LM) e l hééroscédasicié (ARCH) de ces résidus permeen de conclure que l absence d auocorrélaion e d hééroscédasicié son des hypohèses admissibles au seuil de 5% pour le chômage, ce seuil devan êre abaissé à 1% pour les salaires. Dans l ensemble, ces résulas monren donc que les résidus esimés u e s on des propriéés saisiques accepables éayan le modèle proposé, noammen en ce qui concerne l hypohèse de consance faie sur les paramères du modèle aures que les coefficiens e. Cependan, les figures 9 e 10 monren pour ceraines années des écars enre les valeurs observées e les valeurs calculées pouvan avoir une significaion hisorique. En ce qui concerne le aux de chômage, figure 9, les écars posiifs observés duran les années peuven êre reliés au second choc pérolier de non complèemen capuré par les valeurs esimées, andis que l écar de 1984 peu êre le résula de la poliique de désinflaion de J. Delors en Concernan les variaions de salaires, la figure 10 monre que, en accord avec la désinflaion, les lois Auroux de e de la libéralisaion économique générale, la dynamique des salaires end à se sabiliser vers la fin des années En fai, il devien paen que la «désinflaion compéiive» a convaincu les principaux parenaires poliiques de gauche comme de droie (période d alernance gouvernemenale e d inceriude poliique) de sore que prix e salaires son sabilisés de manière durable (ournan de la poliique économique vers mars 1983). La raificaion du raié de Maasrich, le processus de passage à l euro e la fin des crises de change inernes au SME après 1993 achèven d emporer les dernières réicences : la conraine monéaire européenne exerce des pressions sabilisarices décisives, au moins an que les poliiques budgéaires ne divergen pas rop. Dans l ensemble, ce phénomène es assez bien représené par les valeurs calculées. Quan aux écars imporans enre les valeurs observées e calculées des salaires, ils semblen aussi pouvoir êre reliés à des évènemens hisoriques repérables. Pour les écars posiifs, plusieurs périodes émoignen d une pression accrue des syndicas ou d une libéralié emporaire du parona en maière de salaire : sous la IVe République après les mesures 60 Afin de mieux faire ressorir les écars, nous avons comparé le aux de variaion des valeurs observées du aux de salaire avec le aux de variaion des valeurs calculées d après (17). 61 Blanchard e Sevesre (1989) on avancé une inerpréaion assez généralemen admise sur la rupure de juille 198, en monan à parir d une analyse en panel que les modificaions dans les convenions collecives du seceur privé on eu un impac sur l ajusemen des salaires nominaux aux prix. 3

34 Pinay de 195, dans la foulée des mouvemens sociaux e de la naissance du SMIC en 1970, e 198 avec la relance de P. Mauroy. À l opposé, on consae que les valeurs observées des variaions de salaires son inférieures aux valeurs calculées par le modèle en période de maîrise des coûs salariaux e de poliique à endance déflaionnise ou sabilisarice : 1958 avec le plan Pinay-Rueff 6, à la suie du plan Barre I e II de , 1984 dans la foulée de la «rigueur» de la poliique menée par J. Delors en Conclusions Siué dans une perspecive macroéconomique, ce aricle propose une modélisaion simulanée des dynamiques du aux de chômage e du aux de salaire en France sur la période En se référan au le cadre héorique du modèle WS-PS, l approche proposée perme l esimaion d un aux de chômage d équilibre. Une représenaion espace-éa simulanée du aux de chômage e du aux de salaire horaire bru es esimée avec la méhode du filre de Kalman, permean l inroducion d une variabilié emporelle des paramères raduisan le degré de rigidié de l emploi. En inroduisan une disincion qui s es avérée nécessaire enre le prix de référence des salariés e celui uilisé par les enreprises e moyennan des hypohèses complémenaires concernan le salaire de réservaion ainsi que les faceurs conjoncurels e srucurels qui son supposés mais non spécifiés dans le sysème WS-PS, on monre que le aux de chômage d équilibre peu êre décomposé en rois élémens : une composane chronique caracérisée par l excès du coû oal horaire réel du ravail par rappor à la producivié horaire du ravail, une composane conjoncurelle caracérisée par un niveau insuffisan de la producion (marge de producion disponible), e une composane srucurelle représenée par une variable d éa sochasique pouvan êre rapprochée du concep de aux de chômage naurel, incluan les faceurs fricionnel, echnologique e volonaire du chômage. Bien que ces rois composanes dépenden de la même variable d éa sochasique caracérisan le degré de rigidié de l emploi à une dae donnée, leurs faceurs propres resen néanmoins rès largemen dominans. Le aux de salaire es quan à lui déerminé par une moyenne pondérée des équaions WS e PS raduisan respecivemen les exigences des salariés e des employeurs en ce qui concerne le aux de salaire. Le salaire nominal dépend ainsi des niveaux des prix e de la producivié, de faceurs conjoncurels, e enfin du aux de chômage observé. Les résulas obenus indiquen que le chômage observé s ajuse progressivemen sur le au chômage d équilibre, le délai moyen d influence éan de l ordre de.7 années. Le aux de chômage d équilibre dépend du degré de rigidié de l emploi qui apparaî variable suivan les daes. La composane chronique du aux de chômage d équilibre es négaive jusqu en 1974, compensan ainsi les deux aures composanes, ce qui perme d expliquer pourquoi le aux de chômage rese rès bas au cours de cee période (moins de %). Après 1974, cee composane devien posiive e s accroî rès foremen pour aeindre un maximum de 6.7% en 1993, pour ensuie diminuer e se sabiliser en fin de période auour de 4%. La composane conjoncurelle 6 En 1958, les prix augmenen foremen (14% pour le déail) e l équaion du modèle projee logiquemen une hausse imporane des salaires (de l ordre de 17%). Or, la hausse effecive des salaires es moindre (de l ordre de 11%): dans le cadre des mesures liées à la formaion du gouvernemen de Gaulle e dans l aene du plan Pinay Rueff, la voloné poliique a soppé le processus d indexaion mécanique des salaires sur les prix. 33

35 oscille enre un minimum nul en 1973 e un maximum de 3.9% en Enfin, la composane srucurelle du chômage d équilibre es neemen plus lisse que les précédenes, son domaine de variaion éan siué enre 0.5% en 1964 e un maximum d environ 4% pendan les années Quan au aux de salaire, les résulas monren que ce dernier es effecivemen déerminé par le niveau des prix e celui de la producivié avec des élasiciés proches de l unié, par le aux de marge des enreprises e enfin par le aux de chômage, l influence de ce dernier faceur éan apparue posiive e sable à parir des années 1960, ce résula signifian que, au cours des négociaions, le poids aribué au chômage es plus grand pour les employeurs que pour les salariés. Cependan, les résulas obenus suggèren que les forces de négociaion des salariés e des employeurs son équilibrées en moyenne sur l ensemble de la période. Dans l ensemble, nos résulas semblen s accorder an avec la héorie économique qu avec l hisoire économique française, leur principal mérie éan sans doue de présener une synhèse simple à l aide d une modélisaion faisan ressorir d une manière simulanée les principaux faceurs macroéconomiques du chômage e des salaires en longue période, en enan compe du fai que le degré de rigidié du marché du ravail es un phénomène devan êre daé. REFERENCES Allais, M. (1971), «Salaires, prix, emploi», in Les condiions monéaires du développemen économique, Fascicule III-5, Universié de Paris Oues, Faculé de Droi e des Sciences Economiques, année académique , Allais, M. (1971), L inflaion française e la croissance, colloque sur l inflaion, ALEPS, 18 décembre p. Allais M., 1980, «Les faceurs déerminans du chômage français, », Rappor d Acivié Scienifique (CNRS), Cenre d Analyse Economique, pp , Sepembre Allais M., «Le chômage e les charges salariales globales», Le Monde, juin 1981 Allais, M. (1999), La mondialisaion, la desrucion des emplois e de la croissance : l évidence empirique, Clémen Juglar Ed., seconde éd. 007, Nancy. Arus P., Laroque G., Michel G. (1984), Esimaion of a quarerly macroeconomic model wih quaniaive raioning, Economerica, 5() d Auume A. (001), Le modèle WS-PS e le chômage d équilibre», Doc. Miméo, Eude réalisée pour le compe de la Direcion de la Prévision du Minisère de l Economie, des Finances e de l Indusrie Ocobre, 50 p. Azariadis, C. (1975), Implici conracs and underemploymen equilibria", Journal of Poliical Economy, 83,

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39 Salanié, B. (000), «Une maquee analyique de long erme du marché du ravail», Economie e prévision, 146, p Shapiro, C., Sigliz J. (1984), Equilibrium unemploymen as a worker discipline device, American Economic Review, 74 (3), p Shor, J. B. (1985), Changes in he cyclical paern of real wages: evidence from nine counries, , The Economic Journal, June, p Simonne, J-P, (008), Chômage d équilibre : deux approches héoriques, NAIRU e WS-PS, hp:// Serdyniak, H., H. Le Bihan, P. Cour e H. Delessy (1997), «Le aux de chômage d équilibre, anciennes e nouvelles approches», Revue de l OFCE, 60, janvier. Serdyniak, H., H. Le Bihan, P. (1998), «Courbe de Phillips e modèle WS-PS. Quelques réflexions», Revue Economique, 49(3), p Serdyniak, H. (000), «Economérie de la misère e misère de l économérie», Revue de l OFCE, N 75, Oc Sigler, G. (196), The Inellecual and he Markeplace, Seleced Papers, no. 3. Chicago, Universiy of Chicago Graduae School of Business Tobin, J. (197), «Inflaion and Unemploymen», American Economic Review, vol. 6, Mars, p Von Mises, L. (1958), «Wages, Unemploymen and Inflaion», Chrisian Economics, 10 (5) Villa P. (1994), «Chômage e salaires en France sur longue période», CEPII, documen de ravail N 94-13, 37 p. Weiner S. (1993), «New esimaes of he naural rae of unemploymen», Economic Review of he Federal Bank of Kansas Ciy, PIB (indice) Annexe 1 Descripion e sources des séries chronologiques uilisées , données annuelles Source : INSEE, Annuaire Rérospecif de la France, , p INSEE, Compes naionaux annuels e rérospecifs en ligne depuis Les francs français son direcemen exprimés en «nouveaux francs» de La série incorpore un changemen de base en 1980 : base 1971 pour e base 000 pour la période Le PIB en francs consans es déflaé par le déflaeur du PIB, série 9. 38

40 . Salaire annuel moyen ne (en euros) Il s agi du salaire ne de prélèvemens (coisaions salariales, CSG, CRDS). Il concerne les salariés à emps comple des enreprises du seceur privé e semi-public (y c. les apprenis e sagiaires) en France. On noe que ce champ couver es en accord avec la saisique du nombre de chômeurs, puisque cee dernière exclu bien sûr les foncionnaires. Source : hp:// 3. Coisaions salariales annuelles moyennes (en euros) On a calculé : coisaions salariales moyennes annuelles (séries 3) = (aux des coisaions salariales par rappor au salaire moyen annuel bru x salaire moyen annuel ne (série ))/(1- aux des coisaions par rappor au salaire moyen annuel bru), où le aux des coisaions par rappor au salaire moyen annuel bru es donné par l INSEE. Source : hp:// 4. Coisaions paronales annuelles moyennes (en euros) Le aux des coisaions par rappor au salaire moyen annuel bru éan donné par l INSEE (même source que pour la série 3), on a : coisaions paronales annuelles moyennes (série 4) = aux des coisaions par rappor au salaire moyen annuel bru x salaire annuel moyen bru (série 5) 5. Salaire annuel moyen bru (euros) Le salaire annuel moyen bru es égal au salaire moyen annuel ne (série ) augmené des coisaions salariales moyennes annuelles (séries 3). 6. Coû oal annuel moyen du ravail (euros) Le coû annuel moyen oal du ravail es égal au salaire annuel moyen bru (série 5) augmené des coisaions paronales annuelles moyennes (série 4) 7. Prix de déail (indice) Série INSEE, Annuaire Saisique Rérospecif, , Paris, 1990, p 86, série , prolongée par La base 100 de l'indice es en Ce indice a changé plusieurs fois de base, en 1949, 1956, 196, 1970, 1980, 1990, Prix de gros (indice) Pour : Bryan R. Michell, Inernaional Hisorical Saisics, Europe , Op. Ci, p 863. Depuis 1980 : INSEE, Séries longues, INSEE Conjoncure, Paris, Ediion 003, p. 44 puis en ligne. La France a cessé de calculer un indice officiel des prix de gros enre 1985 e Déflaeur du PIB (indice) Pour la période (base 1971) : INSEE, Annuaire Rérospecif de la France, , p 55. Depuis 1980, fichier 1.103, «Indices de prix des ressources e emplois de biens e services» (base 000). 39

41 10. Producivié horaire du ravail (indice) Pour la période : Pierre Villa, Un siècle de données macroéconomiques, INSEE, Résulas, Economie Générale n 86-87, 1994, p Pour la période , OCDE, base de données en ligne. 11. Nombre de chômeurs au sens du BIT Chômeurs au sens du BIT : oue personne en âge de ravailler, qui n'a pas ravaillé duran la semaine de référence, disponible sous 15 jours e recherchan acivemen un emploi. Source : Marie-Madeleine Bordes, Chrisine Gonzalez-Demichel, Marché du ravail, séries longues, Paris, INSEE, Résulas, n , 1998, p 77. Série reconsiuée par les aueurs pour la période La série a éé compléée pour les années par les Compes Naionaux en ligne e en amon , par esimaion du chômage BIT en s appuyan sur le rappor moyen de, enre le chômage au sens du BIT e les chiffres disponibles à l époque, les «Demandes d Emploi Non Saisfaies». 1. Populaion acive au sens de la compabilié naionale Sources : Marie-Madeleine Bordes, Chrisine Gonzalez-Demichel, Marché du ravail, séries longues, Op. Ci, 1998, p 4-9. Pose des problèmes de définiion à la marge : emps pariels, éudians, coningen. Deux approches se disinguen. 1. L'approche «compabilié naionale» oalise les acifs employés dans les différens seceurs de l'économie à parir des sources adminisraives + les chômeurs au sens du BIT + les jeunes effecuan leur service naional.. L'approche «au sens du BIT» ou «au sens du recensemen» procède des enquêes annuelles sur l'emploi e des recensemens e applique à la populaion oale esimée des aux d'acivié déduis de l'enquêe Emploi. Série compléée pour par INSEE, Le mouvemen économique de la France, , Paris, 1981, p 3. Recificaion e prolongemen par le sie de l INSEE en ligne. 13. Populaion acive salariée oale Il Il s'agi de la populaion salariée occupée. Les chômeurs n'y son pas compabilisés. Données pour la période : Marie-Madeleine Bordes, Chrisine Gonzalez-Demichel, Marché du ravail, Op. Ci, p 77. Années calculées par réropolaion à parir des années [+1,1%/an]. Années , acualisées par série INSEE en ligne : 1.70 «Populaion, emploi e chômage, France enière» (y compris DOM). 14. Taux d inérê à long erme (rendemen des obligaions des sociéés), % an Taux moyen mensuel annualisé de rendemen des empruns d'ea à long erme, 5 à 10 ans, obligaions, empruns 7 à 10 ans. Changemen de série longue en Pour la période : INSEE, Le mouvemen économique, , Paris, 1981, p [Taux de rendemen en bourse des obligaions d'ea, long erme]. Depuis 1970 : Banque de France, «Taux des empruns d'ea à 7-10 ans». Base de «Séries Monéaires e Economiques», ableau MT.M.H30030.B.M.T.B.X [Obligaions d'ea à long erme, aux mensuel, moyenne rimesrielles]. 15. Durée annuelle du ravail pour un salarié (en heures ravaillées) Il n'exise pas de série longue coninue de la durée annuelle du ravail. Les données son généralemen hebdomadaires : Minisère du Travail, Saisique rérospecive de la durée hebdomadaire du ravail de 1946 à 1984, Paris, 1985, 10 p. Noa : une durée du ravail spécifique aux salariés présene une légère différence avec la producivié, PIB/heure ravaillée, qui inclu ous les acifs. Première esimaion fournie pour la période par : Marie-Madeleine Bordes, Chrisine Gonzalez - Demichel, Marché du ravail, séries longues, Op. Ci, 1998, p 175. La série es réropolée pour la période à l'aide de : O. Marchand, C. Thélo, Le ravail en France, , Paris, Nahan, 1997, p 40, qui fourni 40

42 une esimaion de la durée du ravail de ous les acifs pour 10 années repères enre 1949 e À parir d'une relaion sable de 1,08 enre la série Marchand - Thélo e la série Bordes - Gonzalez, on éé d'abord calculées les années - repères, puis les années inercalaires en supposan une évoluion annuelle consane enre deux daes. Pour , moyenne arihméique de la série Bordes - Gonzalez e de la série "Durée annuelle du ravail des salariés, par branche", Tableau INSEE en ligne, n.10a, puis série en ligne seule depuis Taux de marge des sociéés non financières Rappor enre l excéden bru d exploiaion e la valeur ajouée. Insee, compes naionaux, base 005 (%). Source : hp:// 17. Taux de couverure des imporaions par les exporaions Rappor enre la valeur des exporaions e celle des imporaions (%), ensemble des biens e services (Source : hp:// 18. Masse monéaire M1 Dépôs à vue, billes e pièces en circulaion, en milliards de francs, valeurs en fin d année. Nous avons compléé les données en francs à parir de l année 000, sur la base du passif du bilan des insiuions financières e monéaires hors Banque de France). Source : hp:// 19. Journées de grève (journées individuelles non- ravaillées) en millions Source : Minisère du Travail, puis Minisère des Affaires Sociales. 1. Bullein Mensuel des Saisiques du Travail, passim ( ). Exemple : Supplémen au Bullein Mensuel n 95, 198, p 14 - années Jean- Paul Juès, La grève en France, Paris, PUF, Que sais-je? 1998, p INSEE, Annuaire Saisique de la France, Annuel, ableau C0- depuis 198, puis [plusieurs] séries en ligne du sie en ligne du minisère du Travail, rubrique «saisiques». Noer une césure saisique dans la série : à parir de 198, le Minisère du Travail inègre sysémaiquemen les grèves de la foncion publique dans le oal, alors qu il ne les incorporai pas ou irrégulièremen auparavan. Dès 005, les saisiques annuelles relaives aux grèves son produies par la DARES [Direcion de l Animaion de la Recherche, des Eudes e des Saisiques] à parir de l enquêe ACEMO «Négociaion e représenaion des salariés», e non plus des données adminisraives issues du recensemen de l inspecion du ravail e des direcions déparemenales e régionales du ravail. 0. Effecifs syndiqués, oal en milliers d adhérens Données recalculées par les aueurs suivans à parir des déclaraions syndicales [8 à 9 imbres mensuels de coisaion annuelle acquiés par les adhérens] : D. Labbé, Syndicas e syndiqués en France depuis 1945, Paris, L'Harmaan, 1996, p 13, puis : D. Andolfao, Les syndicas en France, La Doc. Franç. 004, 17 p. Eudes de la Documenaion Française, n 5188, p 165 e suivanes. Acualisaion avec le sie en ligne du minisère du Travail, rubrique «saisiques», série _graf_1.xls 41

43 aux de chômage (%) excès du coû réel du ravail sur la producivié (%) coû horaire réel oal du ravail producivié horaire du ravail mulipliée par exp(0.175) 1.0 (*) le coû du ravail e la producivié son en base 1950= Figure 1 - Coû horaire réel du ravail e producivié horaire du ravail excès du coû réel du ravail sur la producivié (spread) aux de chômage U Figure - Taux de chômage e excès du coû réel oal du ravail sur la producivié horaire du ravail -40 4

44 producion réelle (%) aux de chômage (%) composane conjoncurelle du PIB réel (filre HP) composane conjoncurelle du aux de chômage (filre HP) Figure 3 - Composanes conjoncurelles du aux de chômage e de la producion réelle 10 % 8 6 valeurs calculées (équaion (11)) 4 valeurs observées Figure 4 - Marge de producion disponible : valeurs observées e calculées 43

45 % par an 10 8 salaire horaire bru réel(*) 6 4 producivié horaire du ravail 0 - (*) le salaire es déflaé par les prix de déail Figure 5 - Taux de variaion comparés du salaire horaire bru réel e de la producivié horaire du ravail bornes supérieures valeurs esimées bornes inférieures Figure 6 - Valeurs esimées du coefficien alpha d'après les équaions d'éa (9) du aux de chômage 44

46 8 % chômage srucurel chômage chronique chômage conjoncurel Figure 7 - Valeurs esimées des composanes chronique, conjoncurelle e srucurelle du chômage d'équilibre 3 bornes supérieures 1 bornes inférieures 0 valeurs esimées Figure 8 - Valeurs du coefficien omega esimées d'après les équaions d'éa (19) du aux de salaire 45

47 % par an 14 % valeurs observées 6 4 valeurs esimées Figure 9 - Taux de chômage : valeurs observées e valeurs esimées d'après l'équaion de mesure (8) valeurs esimées valeurs observées Figure 10 - Taux de variaion du aux de salaire bru e aux de variaion des valeurs esimées d'après l'équaion de mesure (18) 46