· Causes de la persistance du ... une variation nulle d’une année sur l’autre di l’inflation des salairesz. De même, ... pour les pays de la CE et de I

Revue économique de l’OCDE. no 21. hiver 1993

PERSISTANCE DU CHÔMAGE

Jmgen Elmeçkov et Maitland MacFarlan

TABLE DES MATIÈRES

Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 64

1 . Tendances du chômage structurel ........................... 66

I I . Causes de la persistance du chômage . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 72 A . Cadre analytique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 72 B . Sources et mécanismes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 73

1 . . Modifications du taux naturel . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 73 2 . Hystérèse totale . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 74

4 . Mécanismes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 75

A . Équations de salaires . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 77 B . Partsdessalaires . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 82 C . Propriétés des séries temporelles . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 85 D . Instabilité du chômage . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 87 E . Ce que montrent les données de panel . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 88

IV . Conclusions et conséquences au niveau de l’action des pouvoirs publics . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 88

Bibliographie . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 94

3 . Ajustement lent . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 75

111 . Ce que montrent les données . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 77

Les auteurs souhaitent remercier Michael P . Feiner. Karl Picheimann. et Peter Sturm de leurs com- mentaires et suggestions au cours de la préparation de cette étude . Des remerciements particuliers vont a Isabelle Wanner pour son concours sur le plan statistique et a Lyn Louichaoui. Jackie Gardel et Chantal Nicq pour leur assistance technique .

63

INTRODUCTION

L‘un des aspects les plus troublants des forts taux de chômage actuellement observés dans un grand nombre de pays de l’OCDE est la tendance apparente du chômage, après son aggravation durant la phase de ralentissement conjoncturel de l’activité, à demeurer à son niveau plus élevé, ou proche de ce niveau, lorsque l’activité économique se redresse a nouveau. Ainsi, comme le montre le graphique 1, l’évolution conjoncturelle du chômage semble être caractérisée par des augmentations relativement marquées suivies de réductions graduelles, trop peu importantes pour ramener le chômage à sa position précédente. Au niveau de l’ensemble des pays de l’OCDE, les quatre cycles du chômage qui peuvent être discernés depuis 1966 ont suivi ce schéma. Le problème semble être parti- culièrement grave dans la plupart des pays européens. Par exemple, le taux de chômage dans les pays de la CE est passé de 6 pour cent a plus de 10 pour cent durant la période de faiblesse économique de la première moitié des années 80, puis est retombé mais en se stabilisant a un taux supérieur à 8 pour cent en 1990.

Cet article examine certaines données récentes concernant la persistance du chômage. II s’agit avant tout de procéder à une analyse empirique de trois points de vue différents sur les causes de la persistance du chômage. Dans un cas, l’existence de taux de chômage irréductiblement élevés est considérée comme la conséquence de modifications des influences structurelles sous-jacentes qui déterminent la demande et l’offre de main-d’œuvre : c’est-à-dire qu’est intervenue, parallèlement, une hausse du faux <<naturel >> de chômage. Les deux autres points de vue reposent sur l’observation selon laquelle <c le chômage nourrit le chômage >> - c’est-à-dire que le niveau actuel de chômage <<structurel >> dépend, en partie, du niveau passé du chômage effectif. Dans ces conditions, il peut y avoir une longue période de divergence entre le taux de chômage d’équilibre à court terme, ou taux structurel, et le taux de chômage d’équilibre a long terme, ou taux naturel. Le cas extrême est celui où le chômage d’équilibre, même à long terme, est déterminé seulement par le chômage effectif; dans cette situation, le concept de taux naturel unique disparaît.

La section I présente certains éléments d’information sur les tendances du chômage. Les trois points de vue sur la persistance du chômage sont décrits plus en détail dans la section II, dans un cadre analytique simple exposé au début de la section. La section 111 présente plusieurs ensembles de données permettant de mieux appréhender les caractéristiques de la persistance. Dans la section IV, on trouvera quelques remarques de conclusion, y compris une brève discussion des implications pour l’action des pouvoirs publics des conclusions de cet article.

64

Graphique 1. Taux de chômage

12

10

8 -

6 -

Pourcentage

12 OCDE'

- Japon

-

O 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

Pourcentage

Pourcentage

Pourcentage

États-Unis 12

I l I I I l I I I l I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

Pourcentage

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I 0 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

Pourcentage

1 Canada, Australie et Nouvelle-Zélande -f 12

LI 1 I I I I I I I 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 II 0 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

1. Compte tenu seulement de la partie occidentale de l'Allemagne

65

I. TENDANCES DUCH~MAGESTRUCTUREL

L‘accent est mis ici sur les aspects tendanciels plutôt que sur les aspects conjoncturels du chômage. Du point de vue de l’action des pouvoirs publics, cela suppose que l’on donne la priorité aux formes du chômage qui doivent être attaquées essentiellement à l’aide de politiques structurelles plutôt que par des, politiques dirigées. vers une gestion de la demande et la stabilisation macro- économique de manière plus générale. Cette, distinction entre le chômage tendanciel et le chômage conjoncturel, et les choix que cela implique au niveau de la politique économique, ne sont pas évidents, toutefois : par exemple, comme on l’a noté plus haut, le chômage dû à des perturbations conjoncturelles peut avoir tendance à se transformer en un problème structurel à plus long terme; en outre, les caractéristiques structurelles d’une économie, y compris ses institutions du marché du travail, déterminent l’influence des perturbations cenjoncturelles sur les différents aspects de l’activité économique (y compris les incidences relatives sur le chômage et les salaires réels).

Le caractère structurel de la hausse tendancielle générale du chômage dans les pays de l’OCDE est illustré dans le graphique 2’. Le cadre 4 donne à penser que le taux de chômage nécessaire pour stabiliser l’inflation des salaires au.co,urs de n’importe quelle année (le NAWRU) a sensiblement augmente par rapport aux années 60. Un indicateur du NAWRU peut être obtenu en estimant le taux de chômage correspondant à une variation nulle d’une année sur l’autre d i l’inflation des salairesz. De même, le cadre B indique que le taux de chômage associé à un taux donné de vacances d’emploi s’est accru (la (q courbe de Beveridge >> semble s’être déplacée vers l’extérieur), suggérant que les emplois vacants s h t pounius moins facilement que précédemment3. Enfin, la capacité de praduct.ion physique (stock de capital) semble avoir évoluée de telle manière qu’un taux normal d‘utilisation des capacités est maintenant atteint avec un niveau d’emploi bien inférieur à l’offre de main-d’œuvre, comme l’indique le cadre C (courbes d’okun).

Les évolutions illustrées dans les cadres A, B et C peuvent être traduites par les différentes mesures tendancielles du chômage structurel indiquees dans le cadre D du graphique 2, en même temps que par le taux effectif de chômage. Les indicateurs c< bruts >> du chômage structurel ont été lissés pour obtenir les tendances indiquées dans le cadre D. En utilisant les mêmes méthodes, le graphique 3 illustre les taux effectifs et structurels du chômage aux États-Unis, au Japon ainsi que pour les pays de la CE et de I’AELE.

Les différents indicateurs du chômage structurel permettent généralement de suivre d’assez près l’évolution du chômage effectif, car ils se rapprochent d’une moyenne mobile des taux effectifs. Pour l’ensemble des pays de l’OCDE (graphique 2, cadre D), le chômage structurel a augmenté régulièrement. tout au long des années 70 et durant la première moitié des années 80, avant d’enregistrer une baisse modérée jusqu’au début des années 90. Comme indiqué dans le graphique 3, toutefois, ce profil général masque des différences considérables dans la situation des différents pays et régions. Par exemple, l’augmentation du chômage structurel a été particulièrement prononcée dans la Communauté euro- péenne. Aux États-Unis, les hausses antérieures se sont inversées dans les années 80 et, au Japon, les niveaux du chômage structurel sont restés relative-

66

Graphique 2. Indicateurs du taux de chômage tendanciel dans la zone de l'OCDE1

A. Indicateur du NAWRU2

Taux de chornage. pourcentage 8.0

7.0

6.0

5.0

4.0

3.0

2.0 -3 -2 -1 O 1 2 3

Variation annuelle de i'inflation des salaires

C. Courbe dOkun

Taux de chornage, pourcentage 8.0

7.0

6.0

5.0

4.0

3.0

2.0 0.96 0.98 1.00 1.02 1.04

indice d'utilisation des capacités

B. Courbe de Beveridge3

Taux de chornage, pourcentage

D. Chômage et tendances4

Pourcentage

- 4.0 - - 3.0 1:

I 18.0

7.0

6.0

du NAWRU 5.0

' Courbe d'Okun

l I l l l l l I l l l l l l I l l I l ~ l I 2.0 70 72 74 76 78 a0 02 84 a6 a0 90 92

1. Non compris i'ltalie, l'Australie, la Finlande, ia Grèce, i'lslande, Mande, les Pays-Bas. la Nouvelle-Zélande, ie Portugal, i'Espagne et la Turquie. Ce graphique est expliqué plus' en détail dans l'annexe technique.

2. Les ObSeNatiOnS annuelles consécutives peuvent étre conjuguées pour arriver à une estimation du NAWRU fondée sur une interpolation linéaire, par exemple en 1983 les salaires ont fléchi de 2 points environ avec un taux de chômage de 7.7 pour cent alors qu'en 1984 ils se sont accélérés de 112 point avec un taux de chômage de 7.1, ce qui aboutit à un NAWRU de 7.2 pour cent environ comme l'indique ie point A.

3. L'indice du taux de vacances d'emploi est calculé en pondérant, à l'aide de la population active, les différents indices de pays à partir d'une moyenne pour la période 1970-91 égale a.1. Les différents indices de pays sont calculés à partir des taux de vacances effectifs sauf dans le cas des Etats-Unis et du Canada, où seuls les indices des annonces d'offres d'emploi sont disponibles.

4. Les tendances sont fondées sur les estimations annuelles des taux de chômage qui auraient (a) stabilisé l'inflation des salaires, (b) conduit a un taux normal de vacances d'emploi ou (c).débouché sur un taux normal d'utilisation des capacités. Ces estimations ont été lissées à i'aide d'un filtre d'tlodrick-Prescott.

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Graphique 3. Chômage effectif et chômage tendanciel' aux États-Unis

A. Indicateur du NAWRU Taux de chômage

B. Courbe de Beveridge Taux de chômage

10

9

8

7

6

5

4

3 t -3 -2 -1 O 1 2 3

Variation annuelle de I'infiation des salaires, points de pourcentage

C. Courbe d'Okun Taux de chômage

10

9

8

7

6

5

4

3 t 2 0.94 0.96 0.98 1.00 1.02 1.04

Production effective par rapport à la moyenne tendancielle

I 1 I 1 1 1 2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1.6

Indice du taux de vacances d'emploi

D. Chômages effectif et tendanciel

Taux de chômage

I l I I I I I I I I I l I I I I I I I I I

70 73 76 79 82 85 88 I

10

9

8

7

6

5

4

3

2

1. Pour les explications. se reporter au graphique 2.

68

Graphique 3. (suite) Chômage effectif et chômage tendanciel1 au Japon

A. Indicateur du NAWRU Taux de chômage

3.0 1 I

1.0 1 -15 . -10 -5 O 5 10

Variation annuelle de I'inflation des salaires, points de pourcentage


3.0 1 I 1

2.5

2.0

1.5

1 .O

I I I I I 0.98 1 .O0 1 .O2 1 .O4


1. Pour les explications, se reporter au graphique 2.

69

B. Courbe de Beveridge

Taux de chômage

90 u I

I '70 I

3.0

2.5

2.0

1.5

1 .O

0.6 0.8 1 .O 1.2 1.4 1.6 Indice du taux de vacances dernoloi


I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I 70 73 76 79 82 85 88 91

3.0

2.5

2.0

1.5

1 .O

Graphique 3. (suite) Chômage effectif et chômage tendanciel', EC2

A. Indicateur du NAWRU Taux de chàmage

O -4 , -3 -2 -1 O 1 2 3



O 0.97 0.99 1 .O1 1 .O3

Production effective par rapport a la moyenne tendancielle

B. Courbe de Beveridge Taux de chàmage

0.4 0.8 1.2 1.6 2.0 Indice du taux de vacances d'emploi


1 I I I I I I I 1 I I I I I I 1 I l I I I I

70 73 76 79 82 85 88 91 0

1. Pour les explications, se reporter au graphique 2. 2. Allemagne, France, Royaume-Uni, Belgique et Danemark.

70

Graphique 5. (suite) Chômage effectif et chômage tendanciel', AELEZ

A. indicateur du NAWRU Taux de chernage

0.5 - 3 - 2 - 1 O 1 2 3 4


C. Courbe d'Okun Taux de chernage

~

69

4

0.5 0.97 0.99 1.01 1 .O3


1. Pour les explications. se reporter au graphique 2. 2. Non compris la Finlande et l'Islande.

B. Courbe de Beveridge

Taux de chornage

I 1 I 1 I

4.0

3.5

3.0

2.5

2.0

1.5

1 .O

0.5 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1.6

Indice du taux de vacances d'ernDloi


I I I I I I I I I I I I I I I I I I 1 1 1 1 70 73 76 79 82 85 88 91

4.0

3.5

3.0

2.5

2.0

1.5

1 .O

0.5

71

ment faibles. Par le passé, les pays de I’AELE ont réussi à maintenir à un bas niveau les taux de chômage même au lendemain de chocs économiques défavo- rables, mais ils ont récemment souffert de fortes hausses du taux de chômage effectif et d’une hausse tendancielle du chômage structurel.

I I . CAUSES DE LA PERSISTANCE DU CHÔMAGE

A. Cadre analytique

La distinction entre certaines causes possibles de la persistance du chômage peut être expliquée à l’aide du graphique 4. Ce cadre désormais largement utilisé4 illustre trois relations principales :

- Une courbe de demande de main-d’œuvre (dmo) : si les entreprises sont actives sur un marché de produits concurrentiel, cette relation est représen- tée par la courbe traditionnelle de demande de main-d’œuvre découlant du comportement de l’entreprise preneuse de prix et maximisant ses profits, sa pente reflétant sur le court terme le produit marginal décroissant du travail. Nombre d’applications de ce cadre partent de l’hypothèse de marchés de produits imparfaitement concurrentiels, sur lesquels les prix sont fixés par majoration des coûts marginaux de main-d’œuvre [la marge variant éven- tuellement avec le niveau de l’activité globale et de l’emploi (ou du chô- mage)]. Dans ce cas, la relation (souvent appelée dans ce contexte courbe

Salaire réel

Wl

Graphique 4. Demande de main-d’œuvre et fixation des salaires

DMO(2)

DMO(1)

e2

72

e l Taux d’emploi

1

de <<fixation des prix») représente la combinaison des décisions des entreprises en matière d’emploi et de prix.

- Une courbe de fixation des salaires (fs) : en général, on part du principe de l’existence d’une relation positive entre le comportement, en matière de fixation des salaires, des agents qui agissent sur le marché du travail et l’emploi. Une telle relation peut être formellement déduite de modèles met- tant en avant les éléments institutionnels affectant la détermination des salaires (comme le rôle des syndicats et des associations patronales) ou d’approches plus micro-économiques (comme les modèles du salaire d’efficience ou de négociation formelle des salaires). La pente positive de la courbe (et sa pente par rapport à la courbe d’offre de main-d’œuvre exami- née ci-après) reflète les modifications des incitations et du pouvoir de négo- ciation relatif des participants au marché du travail (y compris, dans le modèle du salaire d’efficience, les incitations a accorder des augmentations de salaires) à mesure que les taux de chômage et d’emploi varient.

- Une courbe d’offre de main-d’œuvre (Omo) : cette relation établit un rapport entre le comportement général en matière de taux d’activité et les salaires réels. D’après les résultats empiriques généraux concernant cette relation, la courbe est généralement soit en pente forte soit simplement verticale (c’est-à-dire parfaitement inélastique) comme dans le graphique 4.

Le graphique 4 représente les courbes de demande de main-d’œuvre et de fixation des salaires désignées respectivement par dmo(1) et fs(1). Le taux d’équilibre de l’emploi se situe en el et celui des salaires en wl. Le taux d’équilibre du chômage correspond à la différence (1 - el) entre l’offre de main-d’œuvre et l’emploi d’équilibre en wl. Dans un contexte dynamique, lorsque le chômage est supérieur au taux à long terme, les salaires réels tendent à diminuer, et inversement5. Cette relation peut être représentée par des courbes de Phillips augmentées des anticipations (comme l’a montré Manning, 1992).

B. Sources et mécanismes

Ce modèle peut maintenant être utilisé pour illustrer les principaux aspects ou les principales causes de la persistance du chômage.

1. Modifications du taux naturel

Une explication donnée au niveau obstinément élevé du chômage observé dans un grand nombre de pays de l’OCDE est que cette situation est due à des augmentations du taux naturel de chômage. Cette vue pourrait paraître confir- mée, du moins superficiellement, par les estimations empiriques du chômage structurel présentées ci-dessus. Le taux naturel peut être défini comme le taux de chômage d’équilibre a long terme tel qu’il est déterminé par les caractéristiques structurelles sous-jacentes du marché du travail6. La persistance apparente d’un chômage plus important pourrait être due aux modifications structurelles qui ont suscité des réponses négatives du côté de l’offre comme de la demande : dépla- cements vers la gauche des courbes de fixation des salaires et/ou de demande de main-d’œuvre. Dans ce cas, on ne peut pas s’attendre à ce que la hausse

73

observée du chômage finisse par se corriger d’elle-même (tout au moins pas complètement).

Par exemple, le mouvement vers la gauche de la courbe de fixation des salaires [fs(l) vers fs(2)] intervient du fait de modifications des institutions ou pratiques de négociation qui amènent ceux qui fixent les salaires à rechercher (ou à accorder) un taux plus élevé de majoration des salaires à chaque niveau de chômage (cf. Layard et al., 1991). Parmi les facteurs pouvant contribuer à un tel déplacement, on peut citer les modifications structurelles réduisant les incitations à accepter les offres d’emplois ou à se déplacer vers d‘autres régions; ou les modifications démographiques qui augmentent la part dans la population active des groupes tendant à souffrir de taux plus élevés de chômage (jeunes). Un déplacement vers la gauche de la courbe de demande de main-d’œuvre dans le graphique 4 [dmo(l) vers dmo(2)] pourrait venir d’une dégradation des conditions concurrentielles sur les marchés de produits (suscitant des majorations de prix toujours plus fortes) ou d’une augmentation des incertitudes entourant la demande ou encore de l’instabilité de la production. Dans les deux cas illustrés dans le graphique 4, le taux de chômage d’équilibre tombe à e2 et le taux de chômage passe à (1 - e2).

2. Hystérèse totale

Un autre point de vue sur la persistance du chômage est que le taux de chômage structurel dépend, du moins à court terme, de l’évolution récente du chômage effectif. Par exemple, un choc négatif temporaire sur la demande qui fait monter le niveau effectif du chômage peut entraîner une augmentation du chômage structurel, persistant même après que la demande se soit redressée. Ce phénomène est appelé << hystérèse >> dans la majeure partie des ouvrages économiques.

II y a hystérèse c< totale,, lorsque le taux d’emploi (et de chômage) d’équilibre dépend totalement de l‘emploi (et du chômage) courant. Le concept de taux naturel de chômage à long terme, vers lequel tend le chômage après les perturbations à court terme, disparaît. Dans le graphique 5, on suppose qu’un choc temporaire de la demande (comme un resserrement de la politique macro-écono- mique ou la dégradation des termes de l’échange associée à un choc des prix du pétrole) déplace la courbe de demande de main-d’œuvre vers la gauche [de dmo(1) vers dmo(2)I7. L‘équilibre à court terme se déplace donc de A à B, alors que les taux d’emploi et de chômage sont maintenant donnés respectivement par e2 et I-ea. En situation de totale hystérèse, e2 et 1-e2 représentent aussi des équilibres à long terme. La notion quelque peu imprécise d’hystérèse pourrait être étendue en faisant une distinction entre les chocs prévus et les chocs non prévus. Avec cette interprétation, la courbe à long terme de fixation des salaires est verticale et se déplace vers le niveau d’emploi en vigueur, quel qu’il soit. Par exemple, les avantages d’une reprise prévue de la demande jusqu’à dmo(1) se traduiraient par une majoration des salaires des personnes actuellement employées mais pas par une hausse de l’emploi et une baisse du chômage; le nouvel équilibre serait représenté par le point C. Seules des modifications non prévues de la demande (ou de l’offre) déplaceront cette courbe à long terme

74

Graphique 5. Lenteur de l’ajustement et hystérèse totale

Salaire réel

W l

e2

OMO

- e l

Taux d‘emploi 1

(c’est-à-dire susciteront une évolution des taux d’emploi et de chômage d’équilibre)8.

3. Ajustement lent

D’après le troisième point de vue sur la persistance du chômage, celui qui met en cause la «lenteur de l’ajustement>,, le comportement en matière de fixation des salaires réagit sur une longue période à la présence d’un chômage élevé. L‘ajustement lent implique que, à la suite du choc de la demande déplaçant dmo(1) vers dmo(2) dans le graphique 5, la courbe de fixation des salaires se déplace vers le bas en réaction à une hausse du chômage intervenant au point B. Cependant, l’ajustement des salaires est progressif et non pas instantané et pourrait n’être que partiel. Par exemple, la courbe de fixation des salaires pourrait finir par se stabiliser à fs(2) avec un équilibre représenté par le point D (ce qui implique une courbe de fixation des salaires à long terme à pente forte mais positive, reliant les points A et D) ; si le taux naturel de chômage à long terme est stable, l’équilibre éventuel se situerait au point E (ou quelque part entre A et E si la demande de main-d’œuvre se redresse également, déplaçant la courbe de la demande de nouveau vers la droite).

4. Mécanismes

Plusieurs mécanismes pourraient contribuer soit à I’hystérèse totale soit à un ajustement lent (que l’on peut aussi appeler hystérèse partielle)g.

75

La source la plus souvent citée d’hystérèse est la possibilité selon laquelle le chômage, en particulier le chômage de longue durée, peut entraîner une dégra- dation des compétences et des attitudes face au travail des chômeurs, conduire à une perte de possibilités de formation et, de ce fait, rendre les personnes tou- chées de moins en moins «employables=. En outre, les employeurs peuvent utiliser le chômage (et en particulier le chômage de longue durée) comme pré- texte pour éliminer certains candidats à des emplois vacants’O. Le cercle vicieux qui se développe ainsi peut être aggravé lorsque, face à des échecs répétés dans la recherche d’un emploi, le chômeur devient moins actif dans cette recherche.

Les attitudes et le comportement de ceux qui sont encore pourvus d’un emploi peuvent aussi contribuer a la persistance du chômage. Le niveau élevé du chô- mage n’influera pas beaucoup sur la progression des salaires si les processus de négociation sont menés essentiellement par les employés <t en place >, (<< insiders ,,), les chômeurs candidats à l’embauche (<<outsiders n) n’exerçant que peu d’influence. Les chômeurs peuvent, par exemple, ne plus pouvoir être affiliés à leur syndicat et les objectifs de négociation peuvent être déterminés par I’arbi- trage salaire réel/emploi auquel sont confrontés ceux qui sont encore pourvus d’un emploi. Dans ces conditions, les aspirations en matière de salaire réel des salariés peuvent ne s’ajuster que lentement, voire pas du tout, à une aggravation du chômage, une fois que le niveau plus élevé de ce dernier a été établi. En outre, le chômeur peut aussi mettre du temps à réaliser que ses compétences passées (et les niveaux de gains correspondants) sont obsolètes, le salaire minimum que le chômeur est prêt à accepter peut être d’un niveau peu réaliste s’il est calqué sur le montant des indemnités de chômage et les salaires minimaux ou la rigidité des barèmes de rémunération peuvent empêcher ceux qui, aux yeux des employeurs, sont marqués par le chômage de trouver un emploi même sous- payé”. L‘influence du chômage sur la formation des salaires est encore affaiblie si les objectifs de négociation sont fixés par les employés en place ayant une longue ancienneté et qui ont peu de risque de perdre leur emploi, en particulier dans les pays où la législation en matière de protection de l’emploi est r i g o u r e u ~ e ~ ~ ~ ~ ~ .

Même si, comme dans le cas de l’ajustement lent, les salaires s’ajustent bien progressivement face à une aggravation du chômage, il se pourrait que le rythme auquel ce processus peut conduire à une diminution du chômage soit assujetti à une sorte de (c limite de vitesse,,. Si le chômage devait reculer à un rythme supérieur à cette limite, cela pourrait conduire à des pressions à la hausse sur les salaires. La limite de vitesse peut, par exemple, être déterminée par le rythme auquel les anticipations de salaires des salariés eüou des chômeurs s’ajustent, ou bien par d‘autres facteurs qui influent sur le rythme auquel les candidats à l’embauche peuvent être réintégrés dans la population active.

Certains auteurs (par exemple Sneessens et Dreze, 1986) ont suggéré qu’après une période de faible activité économique, les << pénuries de capitaux ,, découlant de la baisse des niveaux d’investissement durant la phase de ralentissement peuvent empêcher un retour rapide aux niveaux antérieurs d‘emploi et de chômage. De ce fait, une limite de vitesse peut être imposee à la croissance de la production et de l’emploi aussi en raison du rétablissement graduel du stock de capital. Si cette limite est dépassée, des pressions ne manqueront pas d’apparaî- tre sur le marché des produits puis sur le marché du travail. Dans cette optique, la

76

mesure du chômage structurel donnée par la courbe d’Okun (courbe d’Okun illustrée dans les graphiques 2 et 3) indique que le taux de chômage correspondant à un taux <<normal >> d’utilisation des capacités a augmenté, suggérant que le stock de capital pourrait ne plus être suffisant pour permettre le rétablissement rapide des taux de chômage observés dans les années 60 et 7014. Une réaction peu dynamique de la demande de main-d’œuvre à l’amélioration des conditions économiques pourrait aussi venir du niveau élevé des coûts de transaction liés à la modification du taux d’emploi. Un exemple important à cet égard est peut être celui des coûts d’embauche et de licenciement et les aspects correspondants de la législation en matière de protection de l’emploi. De fait, cette législation sera vraisemblablement plus dure durant les périodes de fort chômage, lorsque les départs volontaires sont rares, que durant les périodes de forte activité (Blan- chard et Summers, 1988). La vitesse de l’ajustement sera donc plus lente lorsque le chômage est élevé que lorsque le chômage est faible.

Dans le graphique 5, les pénuries de capitaux, la législation en matière de protection de l’emploi et les autres effets du côté de la demande impliquent qu’après s’être déplacée vers la gauche durant une phase de ralentissement économique, la courbe de demande de main-d’œuvre ne revient pas rapidement à sa position initiale lorsque les conditions s’améliorent (et que la courbe de fixation des salaires peut se déplacer vers le basp. Le chômage demeure donc à un niveau plus élevé longtemps après la fin du ralentissement.

111. CE QUE MONTRENT LES DONNÉES

Cette section examine diverses données permettant de déterminer si la persistance du chômage peut être attribuée plutôt à une modification du taux naturel de chômage, à la lenteur de l’ajustement permettant un retour à un taux naturel plus faible ou à une hystérèse totale. Cette analyse s’appuie tout d’abord sur des équations estimées rapportant la croissance des salaires au chômage, y compris l’incidence du chômage de longue durée. Les sous-sections suivantes examinent brièvement l’évolution des parts de salaires; les tests de racine unitaire appliqués aux taux de chômage; les conséquences des différents degrés d’instabilité du chômage et les conclusions des études réalisées sur la base de données de panel.

A. Équations de

Les résultats obtenus à partir de l’estimation d’équations simples des salaires donnent une indication de l’intérêt relatif des diverses hypothèses sur la persistance du chômage énoncées dans la section II. Si l’augmentation du chômage structurel illustrée dans les graphiques 2 et 3 représentait une hausse du niveau d’équilibre à long terme du chômage (c’est-à-dire si elle reflétait une modification du taux naturel), le taux de croissance des salaires devrait réagir au moins aux déviations du chômage effectif par rapport à ce niveau, plutôt qu’au taux de chômage proprement dit. Le tableau 1 indique les coefficients obtenus lorsque le

77

Tableau 1. Tests de l'influence du chômage sur la formation des salaires

Équation (1) (2) (3) (4) (1 ) (2) (3) (4)

~ Y P . pour fi ) Niveau 1 Niveau 1 Niveau 1 Niveau 1 Logdl00 1 Logs/lOO 1 Logs/lOO 1 Logs/lOO

Coefficients d 9 d 9 d e d e d 9 d 9 d e d e

États-Unis -0.11 0.12 -A Japon -2.65 0.94

- 0.42 -0.02 05 Allemagne France -0.25 -0.10 Italie -0.42 -0.40 Royaume-Uni 0.00 -0.04 Canada -0.05 -0.15

États-Unis -0.07 -0.19 Japon -2.70 1.04

France -0.68 -0.17 Allemagne -0.83 0.13

Italie - 0.79 -0.06 Royaume-Uni -0.01 0.04 Canada -0.15 -0.00 Australie -0.41 -1.20 Autriche -0.24 -1.55 Be I g i q u e -1.17" 0.08 Danemark -0.26 -0.67" Pavs-Bas -0.70 -0.07

- 0 .24 0.24' -1.99 0.85 - 0 .37 0.15 -0.18 -0.20 -0.38 0.34 -0.04 0.13 -0.08 -0.17

-0.32 -0.05 -1.99 1.09 -0 .84 0.36

-0.70 0.60 -0.51" -0.45

-0.07 0.44 -0.26 0.03 -0.41 -1.20 -0.15 -1.66 -1.01" -0.14 -0.28 - 0 .64 -0.11 -0.63

-0.33 -0.61 -0.75 -0.36 -0.80

0.06 0.15 0.80

-2.21' -0.51

0.39 -0.74

-0.05 -0.31" -2.37" 0.56 -0.41" -1.16 -0.26 -0.60 - 0 .44 -0.82 -0.01 -0.14 -0.11 -0.04

-0.30 -0.42 -0.63 -0.18 -1.84' -1.47 -2.41 -5.63 0.59 -4.63 -0.73 -0.96 -1.58 -0.37 -1.63 -0.61'' -0.77 -3.52 -0.42 -3.11" -0.79 -1.01 -6.65 -0.06 -6 .36

0.01 -0.47 -0.08 0.04 -0.47 -0.25 -0.25 -1.09 -0.03 -1.87 -0.81' 0.80 -1.76 -1.36 -1.86 -0.29 -2.10" -1.91 -1.08 -1.03 -1.09 -0.84 -5.39 -0.73 -4.97" - 0.38 0.16 -0.96 -0.75 -1.06 -0.41 -0.97 -2.64 -0.45 -0.86

-0.10 -0.40 -1.68 -1.03

- 0.23 -0.79 -0.37 -1.03 -0.01 -0.51' -0.13 -0.28

-0.38 -1.43

-0.69 0.12

-0.69 -0.24 -5.54 0.61

-1.26 -0.17 -3.53 -0.36 -0.04 -0.03 -0.28 -0.17

-1.34 0.22 -4.43 0.68 -0.67" -0.09 -1.10 -0.21' -3.43 0.33 -0.27 0.12 -0.47' -0.19

Panel 6. Sur la base de données annuelles

-0.20 -2.25 -0.76 -0.71" -0.85 -0.00 -0.14 -0.85 -0.22 -1.15 -0.46 -0.54

-0.09 0.87

-0.22 -0.56 0.51

-0.02 -1.35 -1.51 -0.79 -0.70 -0.59

0.42

-1.34 -0.35 -5.12 -0.73 -1.48 -0.95 -3.77" -0.49 -7.14 -0.82 -0.05 0.07 -1.05 0.14 -3.62 0.63 -1.41 -1.80 -6.57" -0.56

-2.53 -0.75 -1.59 0.24

-1.88 -0.44 -3.90 -2.37 -1.47" -0.88 -3.49 -0.76 -7.15 -1.06 -0.16 -0.46

-3.68 0.62 -1.07 -2.01" - 6 . 3 3 -0.80 -1.44 0.13 -1.93 -0.97

-1.87 -0.26

'snp!sai Sap uo!iei?iio3oine.p no aiiainpniis ai!(!qeisu!.p sauô!s ap a3uasqe.l ied iuas!iaiwea as LOL sapas 'sallanuue saquuop Sap aseq el ins sa?w!isa suoiienba zçc ins !su!v,'saiues!e~s~ies sed s!oped auop iuos au sagw!isa suo!ienbg Sap sanb!is!ieis s?i?!idoid sa1 .sanb!iuap! suo!ieîg!î?ds ap iu!aiisai iuaua,wielai aiquou un a q i n e uo 'saunos s!oped luos sallaiodwai sa!ias sa1 anb i!e) np nuai aiduo3 la shed aiiua suos!eiedwoî sa1 iei!pe4 inod 'iuaî inod oc ap i!nas ne aA!ieî!i!u6!s isa aila (J anbs!i?ise aun,p s!A!ns xnaî inod ia iuaî inod 5 ap I!nas ne aA!iE3!j!U6!S ]sa alqqim el '(J SanbS!i?iSe xnap ap s!A!ns sai#!tp sa1 inod 'OL saauue Sap inqap ne a3uawwoî aila 'ajnbini el ap la seg-shed Sap 'anb@ag el ap 'atp!iinv,l ap 'a!leiisn\i.i ap 'aîueij el ap se3 al suea '1.661 r: 09 saauue Sap na!i!u np puai9.s uo!iew!isa,p apo!iad el shed Sap uednld el inod .sallanuue saauuop Sap se3 al suep 0 6uei ap ia salla!iisawas saauuop Sap se3 ai suep c 6uei ap iuos vv sawquhiod sa1 'sallanuue saauuop Sap se3 al suep L ôuei ap la salla!iisawas saauuop Sap 983 al suep z 6uei ap iuos 1 saugihlod sa1 'saale3ap sinalen sa1 ai?p!suoî u0.1 anb ~n] la 1 ia ai?!Waid amaia#!p el aiap!suoî uo,~ anb anb!pu! alqe!ieA aun iueAap aîeld a 'ia!îuepuai aôew?43 ap xnei : aN3tlln !aôeuqp ap xnei : tlNn !sas!idaJiUa Sap inapas al suep aalno< inalel\ el ap inaiel4ap : gdaE)d ! aaA!id uo!ieutuosuoî el ap inaie!)ap : d3d ! sas!idaiiua Sap inaiîas al suep gicles ied ai!eles ap xnei : t l ~ : saiueA!ns sa1 iuos salqe!ien sa1 ; s a j o ~

6Z.l- EL'* 890- ..CL'O-

..Er* EP'L-

..9P' L- ..Ç6'0 LO'O- ..SÇ* 6C'C- CL'O- ZC'O S9'@

EE'Z- Z0'6- C90 ..E80-

..E9'E- SP'L- .SÇC- ..96'0 EZO- ..L8'L- P 6 W Z6'0- GO0 ZS'o-

LL'Z- 86'L 260 ..EL'O- 80'0 6P.E- LO'O- LP'O SP'O- ..L8'S- ES'O ZS'C- ZL'O- E9'O-

EP'E- SOZL O90 ..C80- 06.1- 88'0 OE'O- .Z6'0 CZ'o- OZ'L- P90 ZL'C- 88'0- LP'O-

EP'C- 89O- 6L'O ..9S'E-

..9V'* 99'0- 8L'O- EL'O- C C'o- ..OP'C- 6TC7 ZC'O- LE'@ ZO0-

LS'Z- EC'C- PP'L ..L8E-

..89.E- E9'O- EE'O OZ'O- SZ'O- ..9L'C- 6 6 . e 8ZO- PZO- 90'0-

96'C- PE'O 9YE ..CZ* PO'O 8L'L- ..9ÇO ..PP'O- PS'O- . .ZZC- LP'O LP'0- OL'O- ÇO'O-

S6'C- EE'O a!niIJfll 9SE ..Cz'P- ass!nS OOP- LS'L a w s .9S'O ..ÇP'@ au6eds3 SE'& LP'C- le6nWJd OL'O Z90- a6aNON

-allaAflON 160- LO'O- a w w z

niveau de chômage et sa déviation par rapport à la tendance sont introduits en tant que variables explicatives dans l’équation des salaires17. Deux spécifications de base de l’équation sont indiquées. La première est une courbe de Phillips type sans contrainte (comme l’homogénéité) imposée (équation l ) , alors que, dans la seconde, l’homogénéité statique comme l’homogénéité dynamique sont impo- sées (équation 2)18. On indique également les résultats de l’estimation de ces équations en faisant intervenir le terme du niveau de chômage sous forme logarithmique.

Les résultats du tableau 1 n’appuient pas la thèse d’une <<modification du taux naturel >> pour expliquer la persistance du chômage - c’est-à-dire l’opinion selon laquelle l’aggravation tendancielle du chômage dans les pays de l’OCDE est imputable à une hausse soutenue du chômage d’équilibre. Pour le Danemark seulement le coefficient de l’écart du chômage par rapport à la tendance est à la fois négatif et fortement significatif pour toutes les spécifications; même dans ce cas, toutefois, le terme représentant le niveau de chômage est aussi négatif et significatif. Dans une des spécifications de l’équation des salaires, l’écart par rapport à la tendance est aussi significatif, mais à un niveau relativement faible, pour la France et l’Autriche.

Selon l’hypothèse alternative extrême de totale hystérèse, le chômage ne montrerait aucune tendance à revenir à son niveau antérieur après un choc économique mais resterait plutôt <<coincé >> à son niveau postérieur au choc. Dans ce cas, les salaires réels ne devraient réagir ni aux niveaux du chômage ni à leur déviation par rapport à la tendance, mais tout au plus aux variations du chômage. Les équations 3 et 4 du tableau 1 indiquent les résultats obtenus lorsque la variation du taux de chômage est prise en compte plutôt que sa déviation par rapport à la tendance dans les équations de salaires, qui sont autrement les mêmes que celles décrites plus haut.

Les estimations suggèrent que, dans la plupart des pays, le niveau de chô- mage continue d’avoir un effet de freinage sur la croissance des salaires avec cette spécification, mais les variations du chômage ont une influence indépen- dante sur les salaires dans certains cas. A l’exception de l’Espagne, dans tous les cas où la modification du taux de chômage est significative, le terme représentant le niveau de chômage garde un signe négatif et dans de nombreux cas est significatif. Pour plusieurs pays, néanmoins, y compris le Royaume-Uni et le Canada, le terme représentant le niveau de chômage reste peu significatif, même au niveau de 10 pour cent, pour toutes les spécifications du tableau 1 19.

Le tableau 1 indique que, dans certains pays, la croissance des salaires peut être influencée à la fois par les niveaux et par les variations du chômage. Cette conclusion est compatible avec la suggestion selon laquelle le rythme auquel le chômage, une fois qu’il a dépassé son niveau d’équilibre, peut diminuer est sans doute assujetti à une limite de vitesse si l’on veut éviter une accélération des salaires. Dans ces cas, l’indicateur NAWRU du chômage structurel examiné dans la section I serait plus élevé que le taux d’équilibre à long terme du chômage. De fait, ces effets pourraient expliquer les résultats en apparence contradictoires que constituent la nette tendance à la hausse de l’indicateur NAWRU et le manque de signification de la déviation du chômage par rapport à sa tendance dans les équations de salaires estimées. Le concept de limite de vitesse pourrait, par exemple, s’appliquer à l’expérience de plusieurs pays vers la fin des années 80,

80

lorsque l’inflation a commencé d’augmenter alors même que le chômage était peut-être encore bien au-dessus de son niveau d’équilibre à long terme (voir aussi ci-après). En effet, le chômage a diminué <<trop rapidement», l’effet (positif) sur la croissance des salaires compensant largement l’effet (négatif) du niveau de chômage.

Comme on l’a vu précédemment, l’hypothèse de Phystérèse découle en grande partie de la proposition selon laquelle le chômeur de longue durée influe relativement peu sur le processus de formation des salaires par rapport aux travailleurs récemment mis au chômage - que ce soit du fait de l’affaiblissement des compétences, du tri fait par les employeurs ou d’autres facteurs dus au rapport travailleurs en place, candidats a l’embauche. Dans l’hypothèse d’hysté- rèse totale, l’influence des chômeurs de longue durée est négligeable. Ces propo- sitions peuvent être évaluées sur la base des estimations des équations de salaires notifiées récemment dans les Perspectives de /‘emploi de /‘OCDE de 1993, où la croissance des salaires réels dans les pays de l’OCDE fait l’objet d’une régression par rapport aux taux de chômage global, à l’incidence moyenne du chômage de longue durée dans les années 80 (définie comme le chômage de longue durée en pourcentage de l’emploi total) et à la croissance de la producti- vité. D’après ces estimations, pour un niveau donné de chômage global, une hausse de 10 points de pourcentage de l’incidence du chômage de longue durée est associée à une augmentation de la croissance des salaires réels de 0.7 point environ par an.

Le tableau 2 s’inspire des résultats empiriques et des autres données conte- nues dans les Perspectives de /‘emploi. II montre les semi-élasticités estimées de la croissance des salaires réels par rapport au taux de chômage global dans chaque pays, puis présente des estimations des semi-élasticités de la croissance des salaires réels par rapport aux taux du chômage de courte durée et du chômage à long terme (c’est-à-dire les chômeurs de courte durée et chômeurs de longue durée en pourcentage de la population active). Comme on pouvait s’y attendre, la semi-élasticité par rapport au chômage global représente une moyenne entre l’effet (négatif) relativement plus marqué du chômage de courte durée sur la croissance des salaires réels et un effet relativement plus faible du chômage de longue durée. Mis à part certains pays où il semble, paradoxale- ment, avoir un effet positif sur la croissance des salaires réelsz0, le chômage de longue durée parait exercer dans la plupart des cas une influence restrictive non négligeable sur la croissance des salaires réels.’ Cette conclusion est valable dans les pays de la CE, où le chômage de longue durée constitue un problème particulièrement grave. Par exemple, en Belgique, en Irlande, en Italie et en Espagne, où les taux du chômage de longue durée sont les plus élevés, l’effet de freinage exercé sur les salaires par un taux de chômage à long terme plus élevé se situe entre 23 et 40 pour cent de celui observé pour le chômage de courte durée.

Ces résultats donnent a penser que la persistance du chômage est due plutôt à la lenteur de l’ajustement du marché du travail. Le chômeur de longue durée continue d’exercer sur le processus de formation des salaires une influence qui, bien que faible, est néanmoins plus soutenue que celle supposée dans I’hypo- thèse d’hystérèse totale.

81

Tableau 2. Effets du chômage de courte et de longe durée SUT la croissance des salaires réels’

. . . . . . . . . . . . Semi-élasticités de la croissance des salaires par Fapport au :

........ Chômage total Chômage de courte Chômage de longue

durée2 durée2 ...... . . . . .

Australie Belgique Canada Danemark France Allemagne Grèce Irlande Italie Japon Pays-Bas Nouvelle-Zélande

Portugal Espagne Suède Royaume-Uni Etats-Unis

NONege

-0.55 -0.78 -0.39 -0.66 -0.58 -1.26 -0.62 -0.39 -0.54 -1.63 -0.99 -0.93 -0.96 -0.62 -0.34 -1.59 -0.54 -0.60

-0.66 -1.32 -0.43 -0.84 -0.77 -1.72 -0.92 -0.62 -1.21 -2.1 1 -1.34 -1 .O9 -1.17 -1 .O9 -0.46 -1.60 -0.68 -0.66

-0.05 -0.53 0.19 4.21 4.16 434 8:16 *:?O ?o.& 0,779

+:a5 4.37 4.02 0.13 -0.14 4.74

O 0.35

~~

1. Estimés a parlir des données figurant dans les Perspeclives de /‘emploi ue I’OCDE 1993, tableaux 3.1, 3.2 et 3.5. -es esl‘maiions des Sem’-élasticités dans le cas du chômage de coune et de IongJe durée son! fondées sur les oernières données disponibles concernant le laux de chômage. En pourcentage de la population ac1;ve. 2.

B. Parts des salaires

i‘observatiqn des tendances des parts de salaire suggère que la haysse du chômage ne reflète pas, et n’a pas entraîné, une hausse Correspondante du taux de chômage d’équilibre (de longue durée). Comme le montre le graphique 6, les parts des salaires dans un grand nombre de pays, essentiellement en Europe, ont diminué durant les années 80, tombant au-dessous de la marge de fluctuqt‘ion qui prévalait les deux décennies précédentes. La baisse des parts de çalgirgs est intervenue dans les pays souvent cités danshpontexte de la persistance d’un chômage élevé, y compris la France, l’Allemagne, l’Italie (jusqu’à la fin des années 80), le Danemark, l’Irlande, les Pays-Bas et l’Espagne. Cette situation. implique que la croissance moyenne des salaires réels au cours des annees 80 est tombée en dessous de la croissance de la productivité globale du travail. Un tel résultat est compatible avec la modération des salaires réels qui suit le pas- sage du chômage au-dessus de son niveau d’équilibre, l’emploi ne s’ajustant qu’avec un décalage”. Cela serait difficile à concilier avec les hypothès,es”d’hys- térèse totale ou de taux naturel augmentant parallèlement au chômage tendanciel. II y a toutefois des exceptions importantes au schéma présenté ici, Dans

82

Graphique 6. Parts des salaires dans le secteur des entreprises

- - - - Part des salaires. définition standard' - - - - - - - Pari des salaires, autre définitionz

- Intervalle de fluctuation3

0.85 Etats-Unis 0.80 1 0.75

0.75

0.70 I -*, --_, _- 0.65

0.60 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

0.75

1.11

60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

Royaume-Uni 1 Y..."

60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

0.80

0.75 1 1 0.70 k i

I I I I l 1 I I I 1 l I 1 1 I I I I 1 I I I I I 1 I I I I I I I I I o.6o 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

0.80

0.75

I l I I 1 I I I I I I I 1 I I I I I J I I I I I I I 1 I I I I I I I 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

1. Calculée sur la base d'une rémunération des travailleurs indépendants égaie à la rémunération moyenne des

2. Calculée sur la base d'une rémunération des travailleurs indépendants comprise entre 70 pour cent de la

3. Les lignes horizontales délimitent I'intervalle de fluctuation jusqu'en 1980. Elles ont été calculées sur la base

salariés.

rémunération moyenne en 1960 et 100 pour cent en 1990.

de ia part moyenne des salaires selon ia prqmière méthode, 4- deux fois son écart-type.

83

Graphique 6. (suite) Parts des salaires dans le secteur des entreprises

Part des salaires, autre définitionz - - - - Part des salaires, définition standard' - - - - - - - - Intervalle de fluctuation3

0.75

0.70

0.65 1.-'

0.60 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

1 Finlande.

0.80

60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

Danemark 1 I I I I 1 I I 1 I I I I I I 1 I I I I I 1 I I 1 I I I I 1 I 1 I I 10.60 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

1 Irlande 4 0.90

h'; I I I I I I I I I I 4 I I I I I I I I I I I I

60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90 I I I I I 14 0.70

0.70 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

Espagne 0.85 1 1

60 63 '66 69 72 75 78 81 84 87 90

Suède 1 - O::: 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90

1. Calculée sur la base dune rémunération des travailleurs indépendants égale à la rémunération moyenne des

2. Calculée sur la base dune rémunération des Iravailleurs indépendants comprise entre 70 pour cent de la

3. Les lignes horizontales délimitent l'intervalle de fluctuation jusqu'en 1980. Elles ont été calculées sur la base

salariés.

rémunération moyenne en 1960 et 100 pour cent en 1990.

de la pari moyenne des salaires selon la première méthode, +!- deux fois son écart-type.

a4

certains pays où le chômage est élevé, comme le Canada, le Royaume-Uni et l’Australie, la part des salaires soit est restée assez stable au cours des deux dernières décennies soit a augmenté durant la deuxième moitié des années 80.

Les données concernant la modification des parts de salaires doivent être traitées avec prudence, en partie parce que les liens entre le chômage, la distribution des revenus et l’ajustement des salaires ne sont pas directs. D’autres facteurs, y compris les modifications de la technologie et la hausse des taux d‘intérêt réels, pourraient aussi conduire à une modification de la distribution des revenus; toutefois, ces modifications sont généralemknt les mêmes dans tous les pays, alors que la baisse des salaires réels apparaît surtout dans les pays de fort chômage, suggérant que le taux de chômage exerce encore une influence importante. Ce que montrent les tendances des parts de salaires est aussi compliqué par les difficultés rencontrées pour imputer les salaires des travailleurs indépen- dants. Le graphique 6 s’efforce de corriger les calculs peut-être relativement généreux qui ont été faits les années précédentes, mais sans supprimer I’impres- Sion d’une modification à la baisse sensible de la part des salaires dans certains pays à fort taux de chômage dans les années 80.

C. Propriétés des séries temporelles

Toute évaluation des caractéristiques de la persistance du chômage amène tout naturellement à se tourner vers les techniques d’analyse des propriétés des séries temporelles du chômage. Certains résultats de tests sont présentés dans le tableau 3. Toutefois, comme on le verra plus loin, ces résultats sont relativement faibles et peu concluants; outre le nombre limité d’observations, cela tient à la difficulté de faire un choix entre les explications concurrentes de la persistance du chômage grâce aux différents tests.

Les tests de racine unitaire ne permettent pas de rejeter l’existence d’une racine unitaire dans le taux de chômage pour un quelconque pays si l’hypothèse alternative est celle de la stationnarité. A première vue, cela peut être interprété comme un rejet de l’hypothèse de l’ajustement vers un taux naturel constant. Cependant, dans la pratique, il est difficile de distinguer dans les petits échantil- lons un ajustement très lent et une racine unitaire. Si l’hypothèse alternative comporte soit une dérive soit à la fois une dérive et une tendance, l’hypothèse de la racine unitaire est rejetée pour plusieurs pays. Au niveau de 10 pour cent, pour neuf des 23 pays examinés, apparaissent certains signes d‘un retour du chômage vers une tendance déterministe. Cela semblerait être incompatible avec la notion d’hystérèse totale qui, en revanche, ne peut être rejetée pour les autres pays. Néanmoins, la spécification de l’hypothèse alternative ne doit pas être perdue de vue - d‘autres spécifications, par exemple celles incluant une dérive discrète de la composante déterministe du chômage, auraient pu conduire au rejet de I’hypo- thèse de la racine unitaire dans davantage de pays.

Le tableau 3 rend compte également de certains des résultats de l‘estimation de modèles simples ARMA (auto-régressifs à moyenne mobile) pour les taux de chômage, en vue de mieux appréhender la tendance ou non du chômage à revenir à son niveau antérieurzz. Si l’on considère que le coefficient d’auto-régres- sion(1) est un indicateur de la persistance du chômage, on est amené à penser

85

Tableau 3. Propriétés des séries du chômage

États-Unis Japon Allemagne France Italie Royaume-Uni Canada Australie Autriche Belgique Danemark Finlande Grèce Islande Irlande Pays-Bas Nouvelle-Zélande Norvège Portugal Espagne Suède Suisse Turquie

Probabilité de racine unitaire' contre hypothèse de stationnarité :

Dérive et tendance Permanence Dérive

0.59 0.87 0.54 0.99 0.98 0.84 0.77 0.98 0.94 0.62 0.99 0.98 0.79 0.16 0.97 0.74 1 .O0 0.99 0.39 0.89 0.90 0.98 0.97

0.08 0.80 0.55 0.95 0.91 0.72 0.55 0.95 0.87 0.56 0.91 0.89 0.63 0.03 0.91 0.74 1 .O0 1 .O0 0.23 0.86 0.09 0.98 0.68

0.09 0.69 0.1 1 0.51 0.30 0.02 0.08 0.09 0.75 0.54 0.37 0.01 0.62 0.04 0.33 0.1 5 1 .O0 0.53 0.36 0:OI 0.02 0.07 0.20

Persistance2 (écart type)

0.35 (0.20) 0.91 (0.12) 0.95 (0.09)

0.95 (0.10) 0.85 (0.19) 0.93 (0.12) 0.92 (0.12)

0.97 (0.1 1)

0.96 (0.10)

0.96 (0.08)

1 .O4 (1.92) 1 .O3 (2.05)

0.45 (0.42)

0.79 (0.17) 1 .O3 (1.96)

0.94 (0.25) 0.67 (0.27)

0.40 (0.25)

0.91 (0.34)

0.96 (0.09)

0.80 (0.20)

1. Sur la base du test augmenté de Dickey-Fuller. Pour les sept grand pays, on a utilisé des données semestrielles couvrant la période allant du premier semestre de 1961 au deuxième semestre de 1991, alorS.que pour les petits pays, on a utilisé des données annuelles couvrant la même période. Les hypothèses testées concernent le bruit, Z, des séries du chômage, U, qui contient aussi une tendance déterministe, D, Le. U = D + Z. Trois spécifications de la tendance déterministe sont prises en considération : D = c (première colonne), D = c, + cî TlME (deuxième colonne), et D = c, + cp TlME + cÎ TIME2 (troisième colonne). Dans tous les cas, I'élément .bruit est supposé être un processus AR(1) et le test porte sur le paramètre a de I'équation Z = a Z(-1) + e, où e est un bruit blanc. Si I'hypothèse nulle de I'existence d'une racine unitaire est vérifiée a = 1 et si la série est stationnaire a c 1. Le tableau indique les probabilités d'acceptation de I'hypothèse nulle. Pour plus d'informations, voir Campbell et Perron (1991). Le coefficient du terme AR(1) est un processus ARMA(1, x), où le développement du processus MA est variable d'un pays à I'autre selon le nombre de retards significatifs au seuil de 5 pour cent (dans la plupart des cas, le processus MA est du premier ordre). On a utilisé des données annuelles pour tous les pays. La période d'estimation est 1969-91.

2.

que les chocs intervenant au niveau du chômage ont bien un effet durable dans un grand nombre de pays. Là encore, toutefois, il est difficile de faire un choix entre les hypothèses concurrentes. Seuls deux coefficients d'auto-régression(l), ceux de la Suède et des États-Unis, sont nettement inférieurs à l'unité, ce qui est contradictoire avec les hypothèses soit d'hystérèse totale soit de hausse du taux naturel comme explication de la persistance du chômage. D'autre part, une grande majorité des estimations sont inférieures à l'unité, bien que pas de manière significative, ce qui donne à penser qu'il serait inadapté de rejeter I'hypo- thèse d'ajustement très lent sur la base des niveaux de signification.

86

D. Instabilité du chômage

Parmi les pays de l’OCDE, II semble qu’il y ait une relation positive entre l’instabilité du taux de chômage d’une année sur l’autre et la hausse tendancielle du chômage. Cette relation est illustrée dans le graphique 7. Les pays comme la Suisse, le Japon et l’Autriche, où le chômage a été le moins instable depuis les années 60, sont aussi parmi ceux où les taux de chômage ont le moins augmenté entre 1960-64 et 1985-91. Inversement, les pays où le chômage est le plus instable, notamment l’Espagne et l’Irlande, connaissent les plus fortes augmentations des taux de chômage. Il y a toutefois quelques exceptions a cette règle : les États-Unis n’ont pratiquement connu aucune augmentation tendancielle du chô- mage depuis les années 60 malgré une instabilité relativement grande du chô- mage (due vraisemblablement au recours généralisé aux licenciements tempo- raires) ; en France, le chômage est relativement peu instable, mais a marqué une forte progression tendancielle.

Malgré ces exceptions, la relation générale suggérée par le graphique 7 peut déboucher sur l’interprétation suivante : même une aggravation temporaire du

16

14 -

12

10

Graphique 7. Caractère conjoncturel et hausse tendancielle du chômage Points de pourcentage

, - Espagne - 16 - -

- - 14 - -

- - 12 - m -

- - 10 Irlande

Variation du taux de chhage moyen, 1985-91/1960-64

0 -

6 -

4 -

2 -

O

- Pays-Bas - - 8 .. France

Royaume-Uni - , Italie Danemark -

- Nouvelle-Zélande Australie -

Belgique

iAllemagne , - 6

, Turquie Portugal - 4 rn - , Finlande -

Norvege

1 États-Unis I I 1 1 1 1 7 I

Canada - 2 Japon Autriche , Grèce , - -

Islande Suisse rn O

Écart-type des variations annuelles du taux de chhage. 1960.91

a7

chômage due à un choc économique peut, dans nombre de cas, contenir des éléments qui contribuent à une hausse du chômage tendanciel. Cette interpréta- tion est compatible avec les hypothèses d’hystérèse totale ou partielle des taux de chômage; ce n’est pas ce à quoi on s’attendrait si une augmentation du taux naturel sous-jacent de chômage était la seule source de la persistance du chômage.

E. Ce que montrent les données de panelz3

Les données individuelles longitudinales ou données de panel peuvent fournir des informations détaillées sur les transitions individuelles entre différentes situations sur le marché du travail, y compris entre l’emploi et le chômage. Ces données ont donc été utilisées pour étudier les processus d’ajustement du mar- ché du travail et déterminer la nature et l’origine de la persistance du chômage. Pedersen et Westergard-Nielsen (1 993) ont réalisé une étude exhaustive faisant état des résultats récents dans ce domaine. Comme le montre leur enquête, il y a encore de nombreuses incertitudes quant aux relations clés, comme l’importance, voire la direction, de l’incidence de la durée du chômage - c’est-à-dire la mesure dans laquelle la probabilité de quitter le chômage dépend de la durée du chô- mage. Par exemple, les résultats économétriques dépendent beaucoup des spé- cifications du modèle, y compris la mesure dans laquelle les caractéristiques individuelles, observées et non observées, sont prises en compte de même que les différentes <c situations de sortie >> (la sortie du chômage peut-être le retour à un emploi antérieur, l’entrée dans un nouvel emploi ou la sortie de la population active).

Cependant, l’impression générale ressortant des études des données de panel est que, à mesure que la durée du chômage s’accroît, le chômeur ajuste ses attitudes et ses anticipations afin de retrouver un emploi, même si la nature et la vitesse de l’ajustement peut changer avec le temps. Rares sont les estimations permettant de conclure à un isolement abrupt du chômeur des processus d’ajustement du marché du travail, comme on pourrait s’y attendre si l’hypothèse de Phystérèse totale prévalait. Par exemple, sur la base des données disponibles, Pedersen et Westergard-Nielsen concluent que les salaires minimums acceptés semblent diminuer durant les périodes de chômage, les salaires post-chômage étant généralement plus faibles que les salaires antérieurs. Néanmoins, le fait que le chômage tende à s’auto-alimenter est renforcé par des indications selon lesquelles l’intensité de la recherche diminue à mesure que la durée du chômage et la période de recherche augmente.

IV. CONCLUSIONS ET CONSÉQUENCES AU NIVEAU DE L‘ACTION DES POUVOIRS PUBLICS

Cet article a passé en revue l’intérêt empirique de certaines des théories avancées pour expliquer la persistance du chômage. Les mécanismes détermi- nant ce phénomène sont importants car ils ont des conséquences pour la politi-

88

que économique. Ainsi, si la persistance du chômage à des niveaux de plus en plus élevés tient à une augmentation du taux naturel de chômage, la réaction appropriée est une réforme structurelle visant à inverser ou à compenser les facteurs à l’origine de la hausse. Si la persistance est due essentiellement à I’hystérèse totale ou à la lenteur de l’ajustement, on peut encore recommander une réforme micro-économique. Dans nombre de cas, les mesures de politique structurelle efficaces pour réduire le taux naturel de chômage seront aussi vraisemblablement efficaces face à I’hystérèse et à la lenteur de l’ajustement, comme c’est le cas notamment des mesures destinées à améliorer la mobilité régionale et professionnelle du chômeur. Les mesures micro-économiques n’ont toutefois pas partout le même impact. Par exemple, l’assouplissement de la législation sur la protection de l’emploi peut être efficace pour combattre l’hysté- rèse et la lenteur de l’ajustement mais n’avoir que des effets peu importants sur le taux naturel de chômage.

Les choses deviennent plus compliquées dans le cas des politiques macro- économiques, où les risques associés à des réactions inappropriées (ou à l’absence de réactions) peuvent être importants. Par exemple, les politiques macro-économiques expansionnistes n’ont aucun rôle à jouer si la persistance du chômage est imputable à une modification du taux naturel. En cas de lenteur de l’ajustement, et compte tenu des difficultés bien connues (notées ci-après) pour régler avec précision l’activité économique, les mesures macro-économiques actives n’auront au plus qu’un rôle limité à jouer et pourraient même aller à l’encontre du but recherché : par exemple si elles font perdre de vue la nécessité de réformes structurelles. Avec I’hystérèse totale, toutefois, les politiques expan-

. sionnistes pourraient théoriquement faire baisser de façon permanente le chô- mage au prix d’une aggravation limitée de l’inflation.

Tant I’hystérèse que l’ajustement lent peuvent justifier des efforts pour éviter d’importants chocs (négatifs) pour l’activité économique. Ce pourrait être un argument en faveur de stabilisateurs automatiques puissants, en particulier si l’on part d’un faible niveau de chômage. A l’appui d’un tel argument, on peut citer les difficultés liées à l’activisme politique, y compris les décalages entre les mesures prises et leurs effets, les problèmes rencontrés pour inverser les politiques expansionnistes durant les périodes ultérieures de redressement économique et I’incidence éventuellement négative sur la confiance et l’activité du secteur privé. Cependant, les stabilisateurs automatiques réagiront aussi vraisemblablement à des modifications du chômage dues à une hausse du taux naturel, ce qui peut avoir une influence déstabilisatrice sur l’économie.

La discussion qui précède montre combien il importe de mettre en évidence les caractéristiques sous-jacentes et les causes de la persistance du chômage. Dans cet article, on a présenté des données à la fois sur l’ampleur de la persistance du chômage dans les différents pays de l’OCDE et sur l’intérêt empirique des diverses explications théoriques. Cette analyse empirique repose sur un ensemble d’éléments d’appréciation découlant d’un éventail de résultats diver- gents ; aucun indicateur n’est idéal ou concluant. Les deux explications extrêmes de la persistance du chômage, à savoir des modifications correspondantes du taux naturel de chômage ou l’hystérèse totale, semblent être peu confirmées par les données des analyses économétriques. Cela n’exclut pas que des éléments de ces hypothèses soient importants pour expliquer le phénomène. Ils le sont

89

presque certainement - à des degrés divers suivant les pays. Néanmoins, la lenteur de l’ajustement vers un équilibre à long terme semble jouer un grand rôle, ce manque d’élasticité jouant à la fois du côté des salaires et du côté de l’emploi. S‘agissant des mesures a prendre, la priorité dans la lutte contre le chômage persistant semble ainsi devoir être donnée aux réformes structurelles qui amélio- rent l’aptitude et les incitations du chômeur à réintégrer la population active. II faut cependant souligner le caractère provisoire de ces conclusions et la nécessité de recherches plus approfondies.

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NOTES

1. Pour un plus ample examen et une description technique détaillée de la construction des mesures du graphique 2, voir Elmeskov (1993), pp. 94-96.

2. Pour procéder à cette estimation, on suppose que le NAWRU est constant entre deux périodes consécutives et que l’inflation des salaires est affectée de manière linéaire par la différence entre le niveau actuel de chômage et le NAWRU (voir Elmeskov, 1993) : D210gW = -a * (U - NAWRU) , a>O où D indique que la variable correspondante est exprimée sous forme de différence première et W et U correspondent respectivement aux niveaux des salaires et du chômage. Sur la base d’observations consécutives, on peut estimer comme suit «a,, : a = -D3IogWIDU qui aboutit à l’estimation du NAWRU suivante :

Dans la mesure où l’inflation des salaires est affectée non seulement par le niveau du chômage mais aussi par ses variations d’une année sur l’autre, le NAWRU à court terme ainsi obtenu tendra à évoluer parallèlement au chômage effectif et pourrait donc différer du NAWRU à long terme obtenu pour un taux de chômage constant.

3. Lorsqu’on examine les résultats relatifs à la courbe de Beveridge, il importe de ne pas perdre de vue la qualité médiocre, voire l’incohérence, de la plupart des données sur les vacances d’emploi.

4. Voir, par exemple, Layard et al. (1991); Lindbeck (1992); Bean (1992); et Alogoskou- fis et Manning (1988) pour de plus amples détails et des extensions de ce modèle.

5. Les facteurs dynamiques qui sous-tendent ce modèle, y compris l’incidence des <c surprises )> en matière de salaires et de prix (c’est-à-dire les divergences entre les niveaux effectifs et escomptés des salaires et des prix) sont examinés plus en détail dans Layard et a/. (1991). Dans la version statique présentée ici, il est néanmoins implicite qu’à l’équilibre les valeurs effectives des salaires et des prix sont égales à leurs valeurs escomptées.

6. Dans un contexte dynamique, le NAlRU (ou le NAWRU), le taux de chômage non accélérateur de l’inflation (des salaires), coïncide avec le taux naturel lorsque les modifications des prix et des salaires effectifs sont égales aux modifications escomp- tées, sont égales les unes aux autres pour un niveau donné de productivité (c’est-à- dire,que les salaires réels évoluent en parallèle avec la productivité) et ont des taux de variation constants.

7. On notera que la courbe de fixation des salaires pourrait aussi se déplacer en réaction à certains de ces chocs.

8. Dans les applications empiriques, Phystérèse est souvent représentée par l’effet de la modification du chômage et non du niveau de chômage dans les équations expliquant

NAWRU = U - (DU/D310gW) * D210gW

91

la croissance des salaires (voir section Ill). Par exemple, on s’attend qu’une hausse du chômage réduise la pression sur les salaires, du fait de la plus grande insécurité de l’emploi ressentie par les travailleurs en place et d‘un accroissement de la proportion des chômeurs de courte durée par rapport aux chômeurs de longue durée (voir Layard et al., 1991).

9. Comme le précisent Alogoskoufis et Manning (1988), les mécanismes décrits dans cette section peuvent aussi influer sur les pentes des courbes de fixation des salaires (euou de demande de main-d’œuvre) à court terme et à long terme, ainsi que sur leur degré d’ajustement au fil des années.

10. Holmlund (1991) cite les résultats d‘enquêtes réalisées au Royaume-Uni qui donnent à penser que les entreprises, lorsqu’elles examinent les informations concernant les postulants à un emploi, ont tendance à éliminer d’emblée les chômeurs de longue durée.

11. Alogoskoufis et Manning (1988) suggèrent que le maintien d‘aspirations irréalistes en matière de salaires et la lenteur de l’ajustement de la demande de main-d‘œuvre sont les principales raisons de l’irréductibilité beaucoup plus grande du chômage en Europe qu’aux États-Unis.

12. Pour une analyse plus approfondie des effets de l’ancienneté, et plus généralement des mécanismes opposant c( insiders >> et <c outsiders », voir par exemple Lindbeck et Snower (1988) ou Lindbeck (1992).

13. La courbe de Beveridge des graphiques 2 et 3 donne des indications sur la mesure dans laquelle la persistance du chômage est due essentiellement aux employés en place ou aux chômeurs candidats à l’embauche. Comme l’a analysé Bean (1992), si l’influence des travailleurs en place est prédominante, l’accentuation de la pression des salaires à tous les niveaux réduit la volonté des entreprises d‘offrir des emplois (ou de pourvoir les postes vacants) aux différents niveaux. Dans ces conditions, le taux de chômage d’équilibre est plus élevé et le nombre des vacances d’emploi est réduit, ce qui se traduit par un déplacement le long de la courbe de Beveridge. Toutefois, les graphiques 2 et 3 indiquent un déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge dans la plupart des pays de l’OCDE : cela donne à penser que les qualifications des travailleurs au chômage correspondent de moins en moins à celles demandées pour les emplois vacants, ce qui corrobore bien l’idée selon laquelle les chômeurs, en particulier les chômeurs de longue durée, tendent peu à peu à perdre toute influence sur le marché du travail. Ces conclusions ne doivent pas faire perdre de vue toutefois qu’un grand nombre d’autres facteurs peuvent affecter la position de la courbe de Beveridge.

14. Le taux de chômage structurel déduit de la courbe d’Okun n’a qu’un caractère indica- tif, en partie parce que les intensités de capital sont souples également à court terme et en partie parce que les mesures de l’utilisation des capacités sont incertaines (voir Elmeskov, 1993).

15. Cinélasticité de la demande de main-d‘œuvre pourrait aussi impliquer que la courbe de demande de main-d’œuvre a une pente plus forte à court terme qu’à long terme (voir Alogoskoufis et Manning (1988)). De même, la limite de vitesse affectant le iythme auquel les chômeurs peuvent être réintégrés dans la population active et par conséquent influer sur les processus de fixation des salaires pourrait avoir pour corollaire une courbe de fixation des salaires à pente plus forte à court terme qu’à long terme.

16. Une grande partie de l’analyse présentée ici et dans les sous-sections suivantes s’inspire du document de travail visé dans la note 1.

77. De toute évidence, un grand nombre de tendances différentes peuvent être construites, ce qui donne à l’exercice un caractère assez arbitraire. Comme on l’a vu

92

plus haut, toutefois, les divers concepts de tendance tendent à donner des résultats relativement uniformes. Ici, le chômage tendanciel a été estimé en utilisant une tendance temporelle quadratique, et le logarithme de la variable temps. Egebo et Englan- der (1992) sont arrivés à des résultats à peu près uniformes en expérimentant plusieurs termes représentatifs de tendances différentes dans les équations de salaires pour quelques pays membres du mécanisme de change européen.

18. Ainsi, l’équation est spécifiée en termes de salaires réels et la relation entre le chô- mage et les salaires réels n’est affectée ni par une impulsion inflationniste exception- nelle ni par une modification permanente de l’inflation.

’

19. Andersen (1 992) constate aussi une hystérèse importante dans certains cas. 20. Ce résultat tient vraisemblablement au très faible nombre des hypothèses retenues

pour l’établissement des spécifications et des estimations présentées dans les Pers- pectives de l’emploi ; on notera que l’élasticité est positive essentiellement dans les pays où les taux de chômage de longue durée sont très faibles.

21. En principe, on pourrait aboutir aussi à une situation d‘équilibre si les élasticités de substitution dans le processus de production étaient si faibles qu’une diminution pro- portionnellement beaucoup plus importante du salaire réel était nécessaire pour accroître l’emploi dans certaines proportions. Les calculs dans Elmeskov (1 993) sug- gèrent que ce n’est pas le cas.

22. Cette méthode s’inspire de celle utilisée par Barro (1988). 23. II s’agit de micro-séries de données dans lesquelles des informations (tirées

d’enquêtes ou de registres administratifs) sont rassemblées sur de longues périodes pour les mêmes échantillons d‘individus.

. - /” -_ ‘. .

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