Les équations théoriques WS et PS

19Les comportements des entreprises et des salariés peuvent se traduire d’une manière simple dans le cadre général proposé par Layard-Nickell-Jackman [1991]. Nous nous inspirons ici des exposés présentés par Blanchard et Katz [1997] et Bonnet [1999]. En situation de concurrence monopolistique, l’hypothèse jointe d’une productivité marginale du travail décroissante et d’entreprises maximisant leurs profits, entraîne ces dernières à fixer leurs prix de manière à satisfaire l’expression suivante du salaire offert rapporté au niveau des prix :

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21où S^ps_t est le salaire offert par la firme représentative compte tenu du niveau général des prix P_t qu’elle juge optimal de fixer, Π_t, la productivité du travail (supposée exogène), et φ₁ une fonction dont la forme dépend de la fonction de production et dont les arguments sont le taux de chômage u_t et un vecteur de variables z^p_t pouvant également conditionner la fixation des prix par les entreprises (dont notamment le coin fiscalo-social et le taux de marge désiré par les firmes, lesquels sont supposés exogènes au modèle). L’influence positive du taux de chômage traduit ici le fait que, dans le cas général, l’efficacité marginale du travail croît lorsque les effectifs diminuent, incitant ainsi la firme à offrir, toutes choses égales par ailleurs, un salaire réel plus élevé.

22Face à ce comportement des firmes, l’objectif des syndicats est de maximiser l’utilité du revenu des salariés compte tenu de la probabilité pour ces derniers d’être au chômage et de recevoir dans ce cas un « équivalent revenu » égal aux allocations chômage augmentées de la valeur monétaire de la désutilité du travail et du travail domestique (d’Autume [2001]). On peut alors montrer qu’un chômeur n’acceptera de travailler que s’il touche un salaire au moins égal à ce revenu équivalent encore appelé « salaire de réserve » (exogène au modèle). En effet, avec une fonction d’utilité supposée croissante et concave, le programme du salarié représentatif conduit à la solution générale suivante, d’après laquelle le salaire réel désiré est une fonction croissante du salaire réel de réserve et décroissante du taux de chômage :

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24où S^ws_t est le salaire désiré, P^c_t le niveau des prix à la consommation considéré par les salariés pour évaluer leur pouvoir d’achat, S^R_t leur salaire de réserve, φ₂ une fonction (dont la forme exacte dépend de la fonction d’utilité) d’après laquelle le chômage affaiblit les revendications des salariés, et où z^s_t est un vecteur d’autres variables pouvant également conditionner les exigences salariales (parmi lesquelles le coin fiscalo-social).

25Dans ce cadre d’analyse simplifié, le principe du « droit à gérer » conduit les entreprises à fixer leurs effectifs en fonction des accords salariaux obtenus avec les syndicats ; il en résulte que le taux de chômage peut jouer le rôle de variable d’ajustement entre les aspirations des deux parties, à condition bien sûr que le marché du travail soit suffisamment flexible. Notons qu’en supposant S^ps_t = S^ws_t = S_t (i.e. l’accord salarial est réalisé), Layard et al. [1991] montrent que le fait que la fonction φ₁ soit croissante avec le taux de chômage implique que la demande de travail des employeurs décroît lorsque le salaire réel augmente, de même que le fait que la fonction φ₂ soit décroissante avec le taux de chômage implique que l’offre de travail des salariés croît avec le salaire réel [11]. Ces propriétés des courbes d’offre et de demande de travail paraissent ainsi assez intuitives.

26Comme cela est très courant dans la littérature, les équations PS et WS ci-dessus sont présentées sous une forme linéaire en considérant les logarithmes des variables [12]. En relâchant l’hypothèse d’une sensibilité constante des prix et des salaires par rapport au chômage (i.e. suivant les dates, le chômage joue plus ou moins le rôle d’une variable d’ajustement entre les prix et les salaires), les équations générales WS et PS ci-dessus permettent d’inférer les équations (1) et (2) ci-après, où, excepté pour les variables exprimées en taux, les variables en minuscules correspondent aux logarithmes des variables en majuscules [13] :

27

28avec  : taux d’ouverture et θ_t : termes de l’échange.

29

30s^ps_t : taux de salaire horaire brut offert par les entreprises

31s^ws_t : taux de salaire horaire brut désiré par les salariés (avant impôt)

32s^R_t : salaire de réserve (rémunération minimale nette exigée par les salariés)

33p^c_t : niveau des prix à la consommation (considéré par les salariés)

34p_t : niveau général des prix (fixé par les entreprises)

35ce_t : taux de prélèvement social supporté par les entreprises (par rapport au salaire brut)

36cs_t : taux de prélèvement social supporté par les salariés (par rapport au salaire net)

37m_t : taux de marge brut fixé par les entreprises [14]

38π_t : productivité horaire du travail

39u_t : taux de chômage

40k^p_t : sensibilité au taux de chômage du niveau des prix fixé par les entreprises

41k^s_t : sensibilité au taux de chômage du salaire réel désiré par les salariés

42f^p_t : autres facteurs conditionnant la fixation des prix

43f^s_t : autres facteurs conditionnant les exigences salariales.

44Comme cela est habituel, l’équation (1) est obtenue en considérant d’emblée que le taux de marge m_t [15] et le taux des cotisations sociales obligatoires à la charge des entreprises ce_t appartiennent au vecteur z^p_t des variables conditionnant la fixation des prix par ces dernières ; de même, le taux des cotisations à la charge des salariés cs_t appartient d’emblée au vecteur des variables z^s_t conditionnant le salaire désiré brut avant impôt par les salariés (équation (2)). En outre, afin de rapporter le taux de salaire offert par les employeurs au même indice de prix que celui considéré par les salariés, l’équation (PS) a été multipliée à gauche et à droite par le rapport de prix P_t / P^c_t ; cela signifie que, outre le taux de marge et le taux des cotisations, les firmes répercutent également sur leurs prix de vente l’écart entre ces derniers et les prix à la consommation, cet écart capturant l’influence des termes de l’échange (prix des exportations / prix des importations). Quant aux « autres facteurs » f^p_t et f^s_t des prix et des salaires, ils correspondent à des variables appartenant aux vecteurs z^p_t et z^s_t (autres que le taux de marge m_t et les taux de cotisation ce_t et cs_t), le choix de ces variables nécessitant des hypothèses additionnelles qui seront précisées ci-après.

Le taux de chômage d’équilibre

45En égalisant les parties de droite des équations (1) et (2), soit s^ps_t = s^ws_t = s^*_t où s^*_t représente la valeur négociée du taux de salaire, on exprime la valeur du taux de chômage d’équilibre u^*_t qui rend compatibles les aspirations des deux camps :

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47On remarque que l’indice général des prix figurant dans cette équation dépend à la fois des prix à la consommation et des termes de l’échange (i.e. p_t = p^c_t +τ_tθ_t). L’équation (3) montre que l’estimation de u^*_t nécessite des hypothèses auxiliaires pour représenter le salaire de réserve s^R_t, le coefficient α_t et les « autres facteurs » f_t conditionnant les prix et les salaires. Examinons les hypothèses retenues, formalisées respectivement par les équations (A1), (A2) et (A3) de l’annexe n°1-a.

48Concernant la représentation du salaire de réserve s^R_t, nous avons vu que son contenu théorique est complexe et qu’il n’existe guère dans la littérature d’indicateur empirique s’imposant a priori. La théorie peut suggérer les indemnités chômage, mais les travaux empiriques montrent que cette variable ne conduit pas à des résultats très probants (Manning [1993], Cotis et al. [1998]) ; une explication pourrait tenir au fait que la part des chômeurs en fin de droit est souvent à la fois importante (pouvant dépasser 50 %) et fluctuante. C’est pourquoi certaines contributions supposent que le salaire réel de réservation suit un trend linéaire (L’Horty et Sobczak [1996], Cotis et al. [1996], L’Horty et Sobczak [1997], L’Horty et Rault [2001]), ou encore qu’il peut être représenté par le salaire de la période précédente (Manning [1993], Blanchard et Katz [1999]) ; même si ces choix se justifient par le caractère a priori inobservable du salaire de réserve, ils restent bien sûr arbitraires. Une autre hypothèse que l’on rencontre consiste à indexer le salaire de réserve sur la productivité du travail (Blanchard et Katz [1997], Cotis et al. [1998]) ; en fait, si on reporte cette hypothèse dans l’équation (3) du chômage d’équilibre, on voit qu’il ne dépend plus ni du salaire de réserve ni de la productivité, ce qui est bien sûr très peu intuitif.

49Pour contourner ces difficultés, nous nous sommes tournés dans une autre direction consistant à exploiter l’existence en France d’un salaire minimum légal [16]. En effet, Rioux [2001] a analysé les résultats de quatre enquêtes menées par l’Insee entre 1994 et 1998 interrogeant des chômeurs (et anciens chômeurs) sur le salaire horaire minimal exigé pour accepter un emploi, c’est-à-dire sur la valeur de leur salaire de réserve ; il importe de souligner ici que les questions posées ne font état d’aucune référence au Smic : elles ne canalisent donc pas a priori les réponses vers la valeur du minimum légal. L’auteur analyse la distribution des réponses et montre que, alors que les deux tiers des chômeurs bénéficiant du RMI (ne bénéficiant donc pas d’allocation chômage) demandent au plus le Smic pour accepter une offre d’emploi [17], les deux tiers des chômeurs bénéficiant d’allocations demandent au moins le Smic ; en outre, pour ces derniers, il apparaît que le salaire de réserve est d’autant majoré par rapport au Smic que le niveau de salaire de leur dernier emploi était élevé et d’autant minoré que l’épisode de chômage se prolonge [18]. Au total, malgré l’hétérogénéité des salaires de réserve, ces résultats suggèrent que le Smic peut constituer une base pour évaluer – par excès ou par défaut – la valeur du salaire de réserve moyen, celui-ci étant vu comme une valeur de référence sociale du prix du travail sur laquelle se positionnent par excès ou par défaut les exigences salariales minimales. C’est pourquoi nous avons supposé que le salaire de réserve horaire moyen s^R_t est fonction du trend du Smic horaire, la fonction retenue laissant à s^R_t la possibilité de se situer plus ou moins au-dessus ou en dessous du Smic suivant les dates (équation (A1), annexe n°1-a). La considération du trend du Smic se justifie par le fait que nous cherchons à représenter à chaque date la moyenne des salaires de réserve individuels, de sorte que l’on peut supputer une évolution plus lisse que celle du Smic dont les révisions sont en outre discontinues ; les résultats économétriques obtenus viennent à l’appui de ce choix dans la mesure où ils ont été améliorés en considérant le trend à la place des valeurs observées du Smic.

50Concernant le coefficient α_t = 1/ (k^s_t + k^p_t), sa valeur est d’autant plus petite que la somme k^s_t + k^p_t des sensibilités par rapport au sous-emploi des salaires réels désirés et offerts est grande, ce qui signifie que α_t est d’autant plus petit que le chômage est susceptible de jouer à une date donnée un rôle important en tant que variable d’ajustement entre les salaires (équation WS) et les prix (équation PS). Autrement dit, α_t sera d’autant plus grand que le marché du travail est rigide, que ce soit en raison de la rigidité des prix (e.g. politique de contrôle des prix), des salaires [19] ou de l’emploi lui-même (e.g. indemnités de licenciement). A ce propos, rappelons que les contributions de la littérature montrent que l’introduction de nombreuses variables institutionnelles susceptibles de traduire ces rigidités ne conduit guère à des résultats très concluants. En fait, le caractère multidimensionnel, latent et non directement quantifiable du degré de rigidité du marché du travail nous a conduits à représenter la dynamique du coefficient α_t par un processus récursif stochastique estimé suivant la méthode du filtre de Kalman qui permet l’estimation de variables latentes inobservables (équation (A2), annexe n°1-a). D’une manière générale, cette méthode augmente le nombre des paramètres devant être estimés par rapport à un modèle linéaire à coefficient constant, ce qui implique une diminution du degré de liberté du modèle ; cependant, elle permet d’économiser des paramètres par rapport à l’approche courante consistant à multiplier le nombre de variables institutionnelles susceptibles de traduire la rigidité du marché du travail. En tout état de cause, supposer a priori constant un coefficient qui ne l’est pas conduirait à des biais d’estimation sérieux. Comme nous le verrons, les valeurs estimées du coefficient α_t sont apparues significativement variables, ce qui n’était évidemment pas acquis par avance.

51Enfin, il est nécessaire de formuler une hypothèse pour représenter les « autres facteurs » f_t qui interviennent dans l’équation (3) du chômage d’équilibre. Comme nous l’avons déjà noté, les contributions empiriques de la littérature introduisent souvent de nombreuses variables explicatives du chômage en tant que « proxies » de phénomènes institutionnels ou conjoncturels pouvant être plus ou moins suggérés par la théorie [20]. Il en résulte que, comme le soulignent notamment Le Bihan et Sterdyniak [1998], on ne sait parfois plus très bien si c’est la théorie qui est confrontée aux données de l’observation ou si on recherche des corrélations entre le chômage et d’autres variables macroéconomiques, cette démarche impliquant en outre une multiplication de paramètres arbitraires devant être estimés. Les facteurs liés à la répartition de la valeur ajoutée étant déjà représentés par les variables explicitées directement par le modèle WS-PS, nous avons supposé que f_t traduit l’influence des facteurs sous-jacents du niveau de la valeur ajoutée réelle. Les facteurs qui déterminent f_t sont ainsi résumés par la somme d’un élément conjoncturel proportionnel à la marge de production disponible Δq_t et d’une constante f_o traduisant l’influence de facteurs frictionnels (équation (A3), annexe n°1-a), où Δq_t représente l’écart entre la production potentielle (log) et la production observée q_t (log du PIB en volume). Au plan théorique, cet écart relatif de production – qui dépend bien sûr lui-même de variables X_it – peut être vu comme conditionnant f_t par le biais des anticipations de croissance. En effet, en raison de rendements décroissants, les agents négociateurs anticiperont en principe un taux de croissance de la production d’autant plus petit que la production est proche de son maximum (i.e. que Δq_t est proche de zéro) ; dans ces conditions, une augmentation de Δq_t traduira l’attente d’une croissance plus élevée de la production [21], conduisant ainsi les syndicats à des exigences salariales plus élevées et à un meilleur accueil de la part des employeurs, ces derniers pouvant en compensation envisager la fixation de prix plus élevés pour maintenir leurs marges bénéficiaires [22]. Ces comportements conduiront à des hausses simultanées de f^s_t et f^p_t donc de leur somme f_t, et in fine d’après (3), à une augmentation du chômage d’équilibre. La relation (A3) présente l’avantage d’être très simple [23] et d’être parcimonieuse quant au nombre des paramètres devant être estimés dans l’équation du chômage, ce qui est d’autant plus appréciable que la spécification économétrique proposée est non linéaire. Cependant, il importe de s’interroger sur l’identité des facteurs X_it sous-jacents à Δq_t et donc à f_t. [24] Les résultats indicatifs présentés dans l’annexe n°2 montrent que les valeurs présentes et passées de variables telles que le taux d’intérêt réel, le degré de compétitivité internationale, la marge bénéficiaire des entreprises, la croissance de la masse monétaire, l’inflation et le taux de syndicalisation, peuvent être regardés comme des facteurs plausibles de Δq_t.

52Les hypothèses qui viennent d’être décrites concernant la représentation du degré de rigidité α_t et des « autres facteurs » f_t permettent de voir de quelle manière les effets sur le chômage des politiques économiques et de l’emploi peuvent être pris en compte. Lorsque les mesures concernées sont de type institutionnel ou contractuel (contrôle des prix, indexation des salaires, indemnités de licenciement, changements dans la nature des contrats de travail…), les effets peuvent, a priori, être capturés par le degré de rigidité α_t. Comme nous le verrons, les valeurs estimées de α_t (cf. figure n°1) suggèrent assez bien une telle interprétation. Lorsque la politique économique est de nature conjoncturelle (politique monétaire et/ou politique budgétaire ou fiscale) et produit des chocs d’offre et de demande sur le marché des biens, les effets induits sur le chômage peuvent être capturés par la marge de production disponible Δq_t. A ce propos, l’annexe n°2 montre que Δq_t dépend notamment du taux d’intérêt, des variations de la masse monétaire, du taux de marge avant impôt des entreprises et de l’inflation, ces variables pouvant être en lien direct avec les politiques monétaire, budgétaire et fiscale. En outre, comme l’ont bien montré Blanchard et Wolfers [2000], l’ampleur des chocs conjoncturels sur le chômage dépend en fait des institutions régissant le marché du travail, lesquelles conditionnent le degré de rigidité. Or, d’une certaine manière, une propriété de notre modèle est de prendre en compte ce phénomène en exprimant le chômage conjoncturel par le produit α_tb Δq_t (cf. ci-après équation (A9)) : autrement dit, l’ampleur de l’effet d’un choc conjoncturel sur le chômage est modulée par le degré de rigidité du marché du travail qui évolue suivant les changements institutionnels.

Le taux de salaire négocié

53Les taux de salaires s^PS_t et s^WS_t (équations (1) et (2)) étant les solutions des programmes de maximisation des firmes et des salariés avant négociation, ces taux peuvent s’interpréter respectivement comme des grandeurs offertes et désirées. La valeur négociée du salaire s^*_t correspondant au chômage d’équilibre ne pouvant a priori excéder max (s^PS_t, s^WS_t) ni être plus petite que min (s^PS_t, s^WS_t), elle peut s’exprimer à chaque date par une moyenne pondérée de s^WS_t et s^PS_t, soit [25] :

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55Le mécanisme conduisant à la valeur s^*_t du taux de salaire peut se décrire comme suit (les contrats de travail étant fixés en valeur monétaire, on raisonne ici en terme de salaire nominal en faisant passer le niveau des prix à la consommation p^c_t à droite des équations (1) et (2)). Si, au début de la négociation, le salaire désiré par les salariés s^ws_t dépasse de x % celui offert par les firmes s^ps_t, ces dernières seront incitées à diminuer le facteur travail dans le processus de production (en vertu du principe du « droit à gérer »), induisant ainsi une augmentation de du_t % (en point) du taux de chômage. D’après l’équation WS (2), cette hausse du chômage conduit à une baisse de k^s_t du_t % du salaire désiré par les salariés et, d’après l’équation PS (1), à une hausse de k^p_t du_t % du salaire offert par les firmes. La hausse du chômage vers son niveau d’équilibre u^*_t permet ainsi aux deux parties de parvenir à un accord (i.e. un équilibre) sur une valeur intermédiaire s^*_t du salaire, grâce à une diminution des exigences des salariés et à une acceptation de la part des firmes d’une révision à la hausse des salaires offerts : « … le chômage est le mécanisme clé réduisant les aspirations du travailleurs, avec une diminution concomitante de la demande pouvant réduire les aspirations des firmes (NDT : en renonçant à une partie de leurs profits, les firmes modifient la répartition de la valeur ajoutée en faveur de leurs salariés) » (Layard et Nickell [1986]). A la fin de la négociation, l’accord salarial se traduit par la condition d’équilibre s^ps*_t = s^ws*_t = s^*_t. Comme dans toute situation de monopole bilatéral, le résultat s^*_t dépend bien sûr du rapport de force et de l’habileté des deux parties. Ce rapport est a priori inconnu, mais la théorie du marchandage de Nash – situation où aucun « joueur » n’a intérêt à dévier individuellement de sa stratégie – permet de lever cette indétermination en considérant que la négociation permet de maximiser la moyenne pondérée des suppléments d’utilité pouvant être obtenus par les deux parties par rapport à une situation de repli. La solution globalement optimale correspond ainsi à une valeur négociée du salaire s^*_t qui est nécessairement comprise entre les valeurs notionnelles s^ps_t et s^ws_t prévalant au début de la négociation. Le paramètre κ de la relation (4) traduit alors le rapport de force entre le syndicat et l’employeur. Une valeur κ = 0 signifie que l’entreprise est toute puissante et peut donc choisir les niveaux d’emploi et de salaire, alors que la valeur κ = 1 signifie au contraire que le syndicat possède tout pouvoir dans la négociation. Les valeurs de κ allant de 0 à 1 permettent ainsi de décrire la courbe des valeurs possibles du contrat de travail [26] (voir d’Autume [2001], p. 6).

56En reportant les équations (1) et (2) dans (4), on obtient l’expression théorique du salaire négocié :

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58La relation (5) montre que la sensibilité du taux de salaire au taux de chômage se traduit par le coefficient  ; cette sensibilité est négative lorsque le poids attribué au chômage par les salariés au cours des négociations est plus grand que le poids attribué à cette variable par les employeurs (i.e. et positive dans le cas inverse ; la condition ω_t = 0 traduit une situation où les deux poids s’équilibrent. L’équation (5) montre que l’estimation de s^*_t nécessite des hypothèses sur la représentation du salaire réel de réserve sr^R_t, sur celle du coefficient ω_t, et enfin sur les « autres facteurs » conditionnant les prix et les salaires, ces facteurs étant capturés par la pseudo-différence . Les hypothèses retenues pour traduire ces trois grandeurs sont représentées respectivement par les équations (A4), (A5) et (A6) de l’annexe n°1-b. La valeur de sr^R_t est calculée en rapportant le salaire de réserve nominal s^R_t (voir ci-dessus) au trend de l’indice des prix à la consommation (équation (A4)). De la même manière que pour α_t, le coefficient ω_t est déterminé par un processus récursif stochastique estimé suivant la méthode du filtre de Kalman (équation (A5)). Enfin, f^s_t et f^p_t étant supposés dépendre linéairement des variables X_it, on peut déduire que l’influence des « autres facteurs » se traduit par une combinaison linéaire des X_it (équation (A6)), où l’influence de chaque variable sur le salaire peut, a priori, être positive, négative ou nulle (dans ce dernier cas, les effets de X_it sur se compensent). Notons ici que les équations auxiliaires (A4), (A5) et (A6) associées à la détermination du taux de salaire négocié sont en cohérence directe avec, respectivement, les équations auxiliaires (A1), (A2) et (A3) associées au taux de chômage d’équilibre, de sorte qu’elles n’ajoutent pas vraiment d’arbitraire au modèle d’ensemble.

Les délais d’ajustement et les équations du taux de chômage observé et du taux de salaire observé

59Les contributions empiriques de la littérature montrent que l’introduction d’un délai d’ajustement du chômage observé sur le chômage d’équilibre u^*_t peut se révéler pertinente. [27] De nombreuses causes sont avancées par les auteurs pour expliquer cet effet de persistance du chômage (ou encore dit d’hystérèse « partielle » ou « graduelle ») : les coûts de collecte de l’information concernant les emplois vacants, les coûts de mobilité de la main d’œuvre, les coûts sociaux associés au chômage avec notamment les indemnités de licenciement, la durée du chômage (dégradation du capital humain) ou encore une pénurie de capital physique consécutive à une longue insuffisance des débouchés. Cette persistance est caractérisée dans notre modèle par un processus adaptatif classique (équation (A7), annexe n°1-c). [28] En reportant dans ce processus l’équation (3) ci-dessus du chômage d’équilibre (dans laquelle l’équation (A3) spécifie l’influence des « autres facteurs » f_t), on aboutit à une équation du taux de chômage observé pouvant être estimée (équation (A9) ci-après).

60Concernant les salaires, en raison du temps nécessaire à la mise en place des contrats de travail (Avouyi-Dovi et al. [2009]) et du coût et de la durée des négociations (Layard-Nickel-Jackman [1991], p. 425), le salaire moyen observé dans les statistiques ne s’ajuste que progressivement sur sa valeur négociée, ce délai étant également représenté par un processus adaptatif (équation (A10), annexe n°1-c). En reportant dans ce processus l’équation (5) ci-dessus du salaire négocié (dans laquelle traduisant l’influence des « autres facteurs » est représenté par l’équation (A6)), on parvient à une équation du taux de salaire observé pouvant être estimée (équation (A11) ci-après).

Données utilisées

61Les séries statistiques utilisées ont été délibérément établies en données annuelles car les salaires, qui sont encadrés par les conventions collectives, donnent lieu à des accords (branches ou entreprises) répartis sur toute l’année (Avouyi-Dovi et al. [2009]) et sont négociés tous les ans ou tous les deux ans, et non tous les trimestres. Ce choix réduit évidemment le nombre des observations, mais la longueur de la période d’analyse qui dépasse un demi-siècle compense en partie cette limite. Les séries chronologiques couvrent la période 1950-2008 et sont présentées avec leurs sources dans l’annexe n°3. L’objectif étant la mise en évidence de relations structurelles sur le long terme, nous avons préféré exclure les années de turbulence correspondant à la crise financière mondiale ayant débuté à la mi-2007. Bien que relayés par une seconde phase de faillites bancaires à l’automne 2008, on peut considérer que les effets macroéconomiques n’ont pris une ampleur significative en France qu’en 2009 (e.g. on observe une baisse continue du taux du chômage pendant les années 2006 à 2008 comprises, le chômage n’augmentant sensiblement qu’en 2009). Pour des raisons analogues, les années 1950-1954 qui sont caractérisées par de très fortes variations des salaires (reconstruction, rattrapages post-inflationnistes après 1952) ont été exclues de la période d’estimation du modèle, laquelle portera donc sur les années 1955 à 2008 incluse.

Le système espace-état à estimer

62L’annexe n°1 résume, respectivement pour le taux de chômage (§a) et le taux de salaire (§b), les expressions formelles des hypothèses auxiliaires présentées ci-dessus concernant le salaire de réserve, le degré de rigidité et les « autres facteurs ». En intégrant ces hypothèses dans les équations structurelles (3) et (5) du chômage d’équilibre et du salaire négocié qui lui correspond, nous déduisons un système espace-état à quatre équations pouvant être estimées avec la méthode du filtre de Kalman (§c). Ce système est composé de deux équations dites « de mesure » (i.e. les équations du taux de chômage et du taux de salaire) et de deux équations d’état (i.e. les équations représentant les coefficients stochastiques α_t et ω_t), les variables endogènes retardées traduisant, quant à elles, une inertie du taux de chômage et du taux de salaire par rapport à leurs valeurs d’équilibre respectives. On obtient ainsi le système espace-état suivant :

63Les deux équations de mesures :

64

65Les deux équations d’état stochastiques :

66

67Comme indiqué par les équations n^°s (A1) et (A4) de l’annexe n°1, le salaire de réserve s^R_t et sa valeur réelle sr^R_t – intervenant respectivement dans l’équation du chômage (A9) et celle des salaires (A11) – dépendent du trend du Smic, et font intervenir les paramètres σ_o et s_o qui devront bien sûr être estimés simultanément avec les autres paramètres du système. Les distributions des résidus ε^u_t et ε^s_t des équations de mesure (appelés « innovations ») sont supposées et , de même que les distributions des résidus auxiliaires η^u_t et η^s_t des deux variables d’état (appelés « bruits ») sont supposées et . Les « innovations » et les « bruits » sont en outre supposés indépendants. Les variables utilisées dont les sources sont indiquées dans l’annexe n°3 sont les suivantes [29] :

68u_t : taux de chômage (série 11/série 12)

69s^R_t : log du salaire de réservation, équation (A1), annexe n°1-a

70sr^R_t : log du salaire réel de réservation, équation (A4), annexe n°1-b

71cs_t : taux des cotisations payées par les salariés par rapport au salaire net (série 3/série2)

72ce_t : taux des cotisations payées par les entreprises par rapport au salaire brut (série 4/série2)

73p_t : log de l’indice des prix de la valeur ajoutée, indice base 1950=1 (série 8)

74π_t : log de la productivité horaire du travail Π_t, indice base 1950 = 1 (série 10)

75m_t : taux de marge brut des sociétés non financières (série 16)

76Δq_t : écart relatif entre la production potentielle et la production observée q_t

77, avec q_t : log du PIB en volume (série 1/série 10) et

78s_t : log du salaire moyen horaire brut, base 1950=1 (série 2)

79p^c_t : log de l’indice général des prix à la consommation, indice base 1950 = 1 (série 7)

80txs_t : taux de syndicalisation des salariés (série 20).

81L’annexe n°4 décrit la procédure d’estimation du système espace-état résumé ci-dessus sur la période 1955-2008 (54 années). D’après la méthode du filtre de Kalman, les valeurs successives des variables latentes α_t et ω_t sont révisées chaque année en fonction de nouvelles informations supposées traduire une variation (positive, négative ou nulle) du degré de rigidité du marché du travail, ces nouvelles informations prenant la forme de bruits blancs additifs de distributions normales dont les variances appartiennent au vecteur des hyper-paramètres devant être estimés. Les effets de ces chocs informationnels étant supposés se propager graduellement sur le marché du travail, les dynamiques de ces deux variables d’état sont caractérisées par des processus AR(1) avec dérive ; comme indiqué dans l’annexe n°4, des processus plus complexes ne se sont pas révélés empiriquement pertinents. Notons que cette méthode (non linéaire) n’impose pas de conditions particulières sur la stationnarité des variables observables du système, mais impose d’autres conditions pouvant paraître plus sévères sur les termes d’erreurs ε^u_t et ε^s_t des équations de mesure (A9) et (A11) : absence d’autocorrélation, homoscédasticité et normalité (cf. notamment Durbin et Koopman [2001], pp. 33-34). C’est pourquoi des tests de diagnostic sur les résidus standardisés ont été réalisés en utilisant respectivement les tests Q, hH et HK qui ont été élaborés par Harvey spécifiquement pour le filtre de Kalman : les résultats obtenus montrent que ces trois conditions sont admissibles. Le tableau n°1 donné dans l’annexe n°4 présente les valeurs estimées des paramètres ainsi que les statistiques associées aux tests de diagnostic sur les résidus.

L’équation estimée du taux de chômage

82L’examen de l’équation estimée du chômage fait ressortir les points suivants (équation (A9), tableau n°1, annexe n°4). Concernant le salaire de réserve (cf. équation (A1), annexe n°1-a), les valeurs estimées des paramètres et – lesquelles sont communes aux équations de mesure du chômage et du salaire – sont très significatives et situent le salaire de réserve à environ 15 % au-dessus du Smic en moyenne sur l’ensemble de la période, soit entre ce dernier et le salaire médian, les valeurs se rapprochant du salaire médian en fin de période. Le Smic valant environ 60 % du salaire médian, nos résultats signifient que le salaire de réserve serait en moyenne de l’ordre de 70 % du salaire médian, ce qui semble plausible. Par ailleurs, la constante de l’équation du chômage (A9) est significativement positive, ce qui confirme l’existence d’une composante frictionnelle. De même, la valeur du coefficient reliant le chômage d’équilibre à la marge de production disponible est positive, conformément au signe attendu de l’effet conjoncturel. Enfin, le coefficient du taux de chômage retardé indique un délai moyen d’ajustement du chômage à sa valeur d’équilibre qui est voisin d’une année .

83Quant à l’équation d’état (A2) qui détermine le degré de rigidité α_t, la pente estimée est bien comprise dans l’intervalle théorique [0,1], traduisant ainsi une inertie des chocs de rigidité, comme l’illustre la figure n°1 représentant les valeurs estimées de α_t sur l’ensemble de la période. On doit souligner ici le fait que, conformément au signe théorique, les valeurs obtenues de α_t sont à chaque date significativement positives (i.e. les valeurs inférieures sont toujours situées au-dessus de l’horizontale du point zéro) : cela signifie que les variables observables qui déterminent le TCE constituent à tout instant des facteurs explicatifs globalement très significatifs du chômage [30]. L’intervalle de confiance à 95 % indiqué par les bornes supérieure et inférieure montre également que le coefficient α_t est significativement variable : les valeurs estimées oscillent entre un minimum de 0,026 et un maximum de 0,093, ce qui indique des modifications substantielles du degré de rigidité du marché du travail allant dans un rapport de 1 à 3,5.

84La tendance générale ascendante de α_t jusqu’au milieu des années 1980 semble en accord avec le renforcement des contraintes institutionnelles au cours de cette période ; on peut évoquer la création du régime d’assurance chômage (Unedic et Assedic) en 1958, les accords de Grenelle en mai 1968 aboutissant à une forte augmentation du Smig et qui ont été suivis par la création d’une section syndicale d’entreprise, l’indexation du Smig renforcée en 1970, les dispositions sociales sur l’indemnisation du chômage à partir de 1974… Cependant, on remarque que cette tendance générale est marquée par d’importants « chocs de rigidité ». Notamment, en 1963-1964, la forte augmentation de α_t peut être rapprochée du plan de stabilisation Giscard d’Estaing visant à lutter contre l’inflation par une restriction des crédits, un blocage des prix et un contrôle des changes [31]. De même, la très forte hausse de α_t en 1981-1982 correspond à l’élection de François Mitterrand à la présidence de la République en mai 1981 ; outre le fait que la gauche politique est en principe moins favorable à la flexibilité que la droite, cette alternance historique a été marquée par des mesures concrètes constituant des facteurs de rigidité : blocage des salaires et des prix (de juin à novembre 1982), baisse de la durée hebdomadaire légale du travail (39 heures au lieu de 40), institution d’une cinquième semaine de congés payés, augmentation du nombre de fonctionnaires, larges nationalisations, retraite à 60 ans…

85Le retournement en baisse de α_t à partir des années 1983-1985 indique le début d’un mouvement général vers une plus grande flexibilité du marché du travail, ce qui semble à nouveau correspondre à une réalité historique largement reconnue par la littérature [32]. En effet, les lois Auroux de 1982 ont institué l’obligation annuelle de négocier les salaires dans l’entreprise tout en réduisant leur indexation ; le « tournant de la rigueur » pris par Jacques Delors entre juin 1982 et mars 1983 a également contribué à ce mouvement : politique de libération progressive des prix et de désinflation compétitive, désindexation progressive des salaires sur l’inflation, diminution des prestations sociales… De nombreux faits se sont ensuite enchaînés pour entretenir ce mouvement de flexibilité : baisse des indemnisations chômage et mise en place d’un nouveau système les faisant dépendre de la durée de cotisation, décentralisation des conventions collectives, suppression de l’autorisation administrative de licenciement économique, différenciation individualisée des salaires, multiplication des contrats à durée déterminée, développement du travail à temps partiel et de l’intérim, assouplissement des conditions de stage, dégressivité des allocations et contrôle renforcé de la recherche d’emploi suite à la crise financière de l’Unedic en 1992 etc. Au sein de ce mouvement général de flexibilité, la création du RMI en 1988 sous le gouvernement Rocard peut être vue comme traduisant la volonté d’une suppléance minimale de l’Etat au nombre grandissant de chômeurs en fin de droits. Cette tendance générale à la baisse est néanmoins parfois contrariée par des chocs positifs de rigidité ; notamment, sur la période 1991-1994 qui suit la réunification allemande (octobre 1989 à octobre 1990), on constate une hausse de α_t, cet événement ayant pu faire craindre des difficultés économiques structurelles pour le premier partenaire commercial de la France, incitant ainsi les entreprises françaises à une attitude plus attentiste concernant l’embauche (l’Allemagne connaît un recul de 2 % du PIB en 1993) ; la hausse de α_t au cours de cette période a pu également être accentuée par l’adoption du traité de Maastricht en septembre 1992, ce dernier pouvant faire craindre l’émergence de nouvelles contraintes imposées par l’Europe. De même, on constate que la mise en application de la loi des 35 heures en 2000 a été suivie durant trois années par une hausse du coefficient de rigidité, avant que sa tendance en baisse ne se réinstalle ; ce mouvement de hausse a pu être renforcé par l’instauration en 2002 de la monnaie unique européenne, dans la mesure où l’incertitude associée à ce changement institutionnel majeur a pu créer pour les entreprises des situations d’attente sur le marché du travail (hausse de α_t) et une révision à la baisse des plans de production (on constate sur cette période une baisse du niveau d’activité, cf. figure n°8, annexe n°2). Dans l’ensemble, cette assez bonne correspondance entre l’évolution du coefficient de rigidité et la réalité historique est de nature à crédibiliser la signification économique du coefficient α_t.

Figure 1

Coefficient alpha de l’équation du taux de chômage (*) (degré de rigidité du marché du travail)

Coefficient alpha de l’équation du taux de chômage (*) (degré de rigidité du marché du travail)

86Il peut à présent sembler intéressant de distinguer trois composantes dans le taux de chômage d’équilibre estimé, soit , lesquelles peuvent être rapprochées des composantes proposées par Allais. [33] En effet, le taux u^*_1,t = α_t (spread_t + m_t) peut être regardé comme la composante chronique induites par des exigences de revenu (salaires de réserve, marges) ou des prélèvements obligatoires jugés excessifs [34] ; notamment, pour un taux de marge m_t donné, la variable spread_t montre que la composante u^*_1,t sera d’autant plus importante que le salaire réel de réserve augmenté des cotisations sera plus élevé que la productivité du travail. La variable spread_t peut être positive, négative ou nulle, suivant que les exigences salariales augmentées des prélèvements obligatoires sont supérieures, inférieures ou égales à la productivité. Les valeurs de α_t étant positives, il en résulte que la composante chronique du chômage u^*_1,t peut aussi prendre des valeurs positives, négatives ou nulles, ceci même avec une marge bénéficiaire positive [35] ; autrement dit, les comportements sous-jacents à la répartition de la valeur ajoutée peuvent être globalement créateurs ou destructeurs nets d’emploi, conduisant ainsi à abaisser ou à augmenter le taux de chômage d’équilibre par rapport à une situation où cette composante n’existerait pas. Le taux u^*_2,t = α_t b Δq_t peut, quant à lui, être regardé comme la composante conjoncturelle (positive ou nulle) du chômage d’équilibre résultant d’une production trop faible pour assurer le plein emploi des facteurs de production. Enfin, les coefficients α_t et f_o étant positifs, le taux u^*_3,t = α_tf_o peut être regardé comme traduisant une composante frictionnelle directement liée au degré de rigidité du marché du travail. Cette composante peut en effet traduire les effets de la durée nécessaire entre le début de la recherche d’emploi et l’accession à un nouvel emploi, ainsi que les effets du progrès technique, ce dernier pouvant créer moins d’emplois dans les branches d’activité innovantes qu’en détruire dans les branches anciennes tout en allongeant le temps nécessaire à la mobilité interbranches de la main-d’œuvre, accentuant ainsi l’inadaptation des offres aux demandes d’emplois [36].

Figure 2

Les trois composantes du taux de chômage d’équilibre

Les trois composantes du taux de chômage d’équilibre

87La figure n°2 retrace sur l’ensemble de la période les valeurs estimées des composantes u^*_1,t, u^*_2,t et u^*_3,t ; ces valeurs doivent bien sûr être regardées comme conditionnelles au modèle proposé, tout en étant assorties de l’incertitude associée aux valeurs estimées de α_t et des paramètres structurels, sans oublier l’hypothèse retenue pour le calage de la variable spread_t (voir annexe n°4). Notons que, par construction, ces trois composantes sont liées par un facteur commun représenté par le coefficient stochastique α_t [37], ce qui signifie que le degré de rigidité du marché du travail peut conditionner le niveau du chômage par ces trois différents canaux. Sur l’ensemble de la période, les composantes chronique, conjoncturelle et frictionnelle du taux de chômage valent en moyenne respectivement 2,8 %, 2,1 % et 2,5 % ; sur la sous-période 1975-2008, ces valeurs s’élèvent respectivement à 3,5 %, 2,4 % et 2,9 % [38]. Les valeurs négatives de la composante chronique u^*_1,t observées jusqu’en 1968 indiquent qu’elle a pu contribuer favorablement à l’emploi en créant une tension sur le marché du travail : autrement dit, u^*_1,t aurait permis d’abaisser le taux de chômage observé vers des valeurs très basses (entre 1 % et 2 %) par rapport au chômage qui aurait prévalu si seules les deux autres composantes avaient existé.

88A partir du début des années 1970, et surtout après le choc pétrolier de 1973, le chômage chronique se développe fortement, atteignant un premier palier de 4 % en 1985 suivi d’un plafond d’environ 5 % pendant les années 1993-1995, pour ensuite diminuer vers une valeur se rapprochant de 3 % en fin de période. Ces évolutions rejoignent le constat souvent fait dans la littérature économique qu’un chômage imputable au partage de la valeur ajoutée en faveur des salariés s’est développé en France depuis les années 1970 jusqu’à la fin des années 1980 (Laroque et Salanié [2002], Baron et al. [2003], Lannes et Pâris [2010]). La composante conjoncturelle u^*_2,t connaît, quant à elle, des fluctuations d’amplitude importante allant de 0 à 4,5 % [39] ; on peut remarquer une tendance à la hausse de ce type de chômage depuis le choc pétrolier de 1973 jusqu’à la fin des années 1990. Quant à la composante frictionnelle u^*_3,t, elle oscille entre un minimum de 1 % en 1958 et un maximum situé autour de 4 % pendant les années 1983-1986, pour atteindre environ 2 % en fin de période, cette composante présentant une évolution plus lisse que les deux autres. Au total, même si ces chiffres doivent être considérés comme très indicatifs, ils suggèrent qu’on ne peut négliger ni les facteurs de type chronique, ni les facteurs conjoncturels, ni les facteurs frictionnels. Notamment, après le choc énergétique de 1973, les hausses de ces trois catégories de chômage se cumulent pour expliquer l’évolution du taux de chômage vers des niveaux à deux chiffres. Suivant cette analyse, la somme u^*_1,t + u^*_3,t du chômage chronique et du chômage frictionnel traduit la composante structurelle du chômage d’équilibre. La figure n°3 montre que la tendance du taux de chômage sur l’ensemble de la période est largement attribuable à cette composante [40] ; néanmoins, tout comme le chômage observé, le chômage structurel est caractérisé par une nette tendance à la baisse entre 1994 et 2008 (allant de 8,5 % à 5,6 %), les effets de la crise de 2008 sur le chômage conjoncturel n’ayant été significatifs qu’en 2009.

Figure 3

Chômage observé, chômage structurel, chômage conjoncturel

Chômage observé, chômage structurel, chômage conjoncturel

89Pour conclure sur le chômage, il est intéressant de constater que les résultats de notre modèle vont dans le même sens que les appréciations recueillies auprès des entreprises françaises sur une période plus récente. En effet, la Banque de France a interrogé 1 150 entreprises françaises pour savoir comment la crise a affecté leurs pratiques de gestion de la main-d’œuvre entre 2010 et 2013 (Jadeau et al. [2015]). Malgré le ralentissement de la croissance et de la productivité au cours de cette période, il ressort de cette vaste enquête que les salaires ont continué à augmenter dans la plupart des entreprises, montrant une persistance des rigidités salariales à la baisse pouvant contribuer à une hausse de la composante chronique du chômage. Les autres phénomènes évoqués par une majorité d’entreprises comme constituant un frein à l’emploi sont les incertitudes liées à la croissance économique future, aux modifications de la législation du travail et à l’évolution des charges sociales et des coûts de licenciement : nous avons vu que ces phénomènes sont directement ou indirectement pris en compte dans le modèle proposé respectivement avec les variables Δq_t et α_t et par l’introduction d’effets d’hystérèse partielle, donnant ainsi des éclairages sur les mesures de politique économique susceptibles d’abaisser le chômage.

L’équation estimée du taux de salaire

90Concernant le taux de salaire estimé (équation n°A11, annexe n°4, tableau n°1), il est à noter que seul le taux de syndicalisation txs_t s’est révélé significatif parmi les autres facteurs X_it considérés (l’annexe n°2 indique la nature de ces derniers). La valeur positive du coefficient υ₁ montre que le taux de syndicalisation apparaît comme un facteur favorable aux salaires, ce qui semble assez intuitif. La valeur estimée de 0,21 du paramètre structurel κ est bien comprise dans l’intervalle théorique (0,1) et indique un rapport de force κ/ (1 – κ) de l’ordre de 1 contre 4 en moyenne entre les salariés et les employeurs en faveur de ces derniers ; un rapport s’approchant de 1 contre 2 resterait néanmoins statistiquement admissible. Ce résultat suggère que, en moyenne sur l’ensemble de la période, le salaire vu en tant que coût par l’entreprise l’emporterait sur le salaire vu en tant que revenu par le salarié ; si l’on ajoute que les entreprises fixent le niveau d’emploi correspondant au salaire négocié, les résultats illustrent bien le fait que les entreprises tiennent un rôle principal dans la détermination de la masse salariale, principale composante de la valeur ajoutée.

91La pente de l’équation d’état (A5) est significative et comprise dans l’intervalle attendu (0,1), indiquant ainsi une forte inertie dans la sensibilité ω_t du salaire au taux de chômage (équation A(11)). La figure n°4 exhibe l’évolution de ω_t sur la période d’analyse : l’intervalle de confiance au seuil de 5 % montre que cette sensibilité est significativement variable, fournissant ainsi une interprétation à l’instabilité constatée dans la littérature de la relation empirique entre le salaire et le chômage. On remarque que les valeurs sont négatives jusqu’en 1995 (i.e. le chômage influence négativement le taux de salaire), ce qui signifie ici que les salariés ont pesé plus lourd que les employeurs dans la relation salaire-chômage pendant cette période. Cependant, à partir de 1995, les valeurs ne sont pas significativement différentes de zéro (même si des valeurs négatives restent pratiquement toujours dans la zone qui est statistiquement admissible), traduisant ainsi une tendance à l’équilibrage des poids des salariés et des entreprises en ce qui concerne l’influence du chômage sur les salaires. Puisque , ce dernier résultat signifie que même si les salariés sont nettement plus sensibles au chômage que les employeurs (k^s_t > k^p_t, voir figure n°5), leur relative faiblesse face à ces derniers au cours des négociations (κ < (1 − κ)) a pour effet de neutraliser l’effet lié aux sensibilités. Enfin, le coefficient du taux de salaire retardé indique un délai moyen d’ajustement du salaire observé dans les statistiques sur sa valeur négociée qui est de l’ordre de sept mois , confirmant ainsi l’existence d’un délai entre le salaire négocié et le salaire effectivement perçu.

Figure 4

Coefficient oméga de l’équation du taux de salaire (sensibilité du taux de salaire au taux de chômage)

Coefficient oméga de l’équation du taux de salaire (sensibilité du taux de salaire au taux de chômage)

Les propriétés d’ensemble du modèle chômage/salaire

92Les valeurs estimées des variables d’état stochastiques (équation du chômage) et (équation du salaire) ainsi que la valeur estimée du paramètre κ permettent de calculer par date les valeurs implicites des sensibilités k^s_t et k^p_t des salariés (équation WS) et des employeurs (équation PS) par rapport au taux de chômage. La figure n°5 présente les évolutions des deux sensibilités ainsi calculées : conformément aux équations WS et PS, les valeurs de k^s_t et k^p_t sont toujours positives sur l’ensemble de la période et montrent une sensibilité au chômage nettement plus forte pour les salariés que pour les employeurs (k^s_t mesure l’importance que les premiers donnent à l’argument chômage dans leurs revendications salariales). Les médianes de k^s_t et k^p_t valent respectivement 13,7 et 3,1 sur l’ensemble de la période, et 10,2 et 2,4 sur la période 1982-2008. On peut ici illustrer comment le chômage peut jouer son rôle de variable d’ajustement en considérant les valeurs des médianes obtenues sur la seconde période. Par exemple, si, au début d’une négociation, le salaire désiré par les salariés dépasse de 12,6 % celui offert par les firmes, une baisse de l’emploi décidée par ces dernières qui impliquerait une augmentation de 1 % (en point) du taux de chômage conduirait à une baisse de 10,2 % du salaire désiré par les salariés (à travers l’équation WS) et à une hausse de 2,4 % du salaire offert (à travers l’équation PS) : toutes choses égales par ailleurs, la hausse du chômage permettrait donc aux deux parties de parvenir à un accord sur le salaire.

93Par ailleurs, nous avons constaté que les sensibilités k^s_t et k^p_t présentent une certaine tendance à être d’autant plus élevées que le chômage est réduit. [41] Ce constat est particulières ment net pour k^s_t entre 1955 et 1965 ; notamment en 1958, lorsque ce coefficient atteint son pic, il n’y avait que 1 % de chômeurs : cette grande sensibilité des salariés au taux de chômage au début de la période pourrait traduire une mémoire douloureuse par rapport au chômage des années 1930, même si ce phénomène est resté plus limité en France qu’en Allemagne ou aux Etats-Unis. Au-delà de cette interprétation historico-psychologique, on peut se référer à la courbe de Beveridge qui traduit une relation négative observée entre le nombre de chômeurs et celui des emplois vacants. D’après cette courbe, en période de faible chômage, les offres d’emplois non satisfaites sont relativement nombreuses car la tension sur le marché du travail est accompagnée par une inadaptation des offres aux demandes d’emplois plus importantes qu’en période de sous-emploi massif. Dans ce contexte, en situation de faible chômage, la concurrence entre les entreprises pour attirer une main-d’œuvre adaptée à leurs besoins fera qu’elles seront incitées à proposer des salaires plus élevés que dans une situation où le chômage est important : ce comportement peut se traduire dans l’équation PS par une valeur de k^p_t d’autant plus élevée que le chômage est faible. Parallèlement, lorsque le chômage est faible, le défaut d’appariement important des offres aux demandes d’emplois non satisfaites peut réduire la position relative des syndicats par rapport aux entreprises relativement à une situation où ce défaut serait de faible ampleur : cela peut se traduire dans l’équation WS par une valeur de k^s_t d’autant plus élevée que le chômage est faible.

Figure 5

Sensibilités estimées des salariés et des employeurs au taux de chômage

Sensibilités estimées des salariés et des employeurs au taux de chômage

94Dans l’ensemble, le modèle représente assez bien les dynamiques historiques du chômage et des salaires. En effet, malgré des écarts parfois substantiels, les figures n^os 6 et 7 montrent que les valeurs du taux de chômage et du taux de salaire estimées d’après les équations de mesure (A9) et (A11) [42] décrivent les fluctuations et les points de retournements majeurs des valeurs observées. Comme indiqué sur le tableau n°1 de l’annexe n°4, on peut apprécier la qualité globale des ajustements obtenus avec le coefficient conventionnel R² et avec le coefficient modifié R²_D proposée par Harvey [1992], ce dernier étant plus sévère car il permet d’évaluer la pertinence du modèle structurel non pas par rapport à une valeur estimée constante mais par rapport à un benchmark caractérisé par une marche aléatoire avec dérive [43]. Les valeurs des R²_D associées aux équations de mesure étant de 0,67 et 0,94 respectivement pour le chômage et les salaires, on voit que le modèle conduit à des ajustements de qualité sensiblement meilleure que ceux correspondant à ce benchmark. Par ailleurs, nous avons estimé le système composé des équations (A9) et (A11) en imposant sur ces dernières les contraintes α_t = α_o et ω_t = ω_o. Les résultats obtenus infirment fortement ces contraintes, confirmant ainsi la pertinence du modèle à coefficients variables. Enfin, les propriétés des valeurs standardisées des résidus et montrent que la spécification du modèle est statistiquement acceptable, puisque, au regard des tests applicables au filtre de Kalman, on peut admettre l’absence d’autocorrélation, l’homoscédasticité et la normalité. En outre, ces résultats suggèrent que les contraintes théoriques se traduisant a priori par les valeurs unitaires des coefficients associés au niveau des prix, à la productivité et aux taux de marge et de cotisation dans les équations WS et PS, sont admissibles a posteriori, au moins dans le cadre du modèle proposé.

Figure 6

Valeurs observées et valeurs estimées du taux de chômage

Valeurs observées et valeurs estimées du taux de chômage

Figure 7

Taux de variation des valeurs observées et valeurs estimées du taux de salaire horaire brut

Taux de variation des valeurs observées et valeurs estimées du taux de salaire horaire brut

95Nous concluons ce travail avec l’idée que la théorie économique permet d’éclairer au niveau macroéconomique les grands traits des évolutions historiques du chômage et des salaires en France. Le principal apport de cette contribution est sans doute d’avoir exhibé sur une longue période les principaux facteurs économiques des évolutions du chômage et des salaires à l’aide d’une version basique du modèle de négociation WS-PS assortie d’un degré de rigidité du marché du travail variable au cours du temps. Le caractère multidimensionnel, latent et non directement quantifiable de ce phénomène nous a conduits à représenter sa dynamique par un processus stochastique récursif estimé suivant la méthode du filtre de Kalman. Dans l’ensemble, nous avons pu constater une assez bonne correspondance entre l’évolution du coefficient de rigidité estimé et la réalité historique. Toutefois, une limite de cet exercice est que, même si on admet que les facteurs sous-jacents au degré de rigidité sont globalement représentés, ils ne sont pas pour autant précisément identifiés.

96Moyennant des hypothèses auxiliaires portant sur la représentation du salaire de réserve et sur les facteurs de nature macroéconomique s’ajoutant aux facteurs microéconomiques qui sont explicités par les équations WS et PS, nous avons estimé le taux de chômage d’équilibre et le taux de salaire négocié qui lui correspond. Les résultats obtenus dans ce cadre d’analyse montrent que le taux de chômage observé s’ajuste progressivement sur sa valeur d’équilibre (on peut évoquer ici les coûts sociaux associés au chômage), celle-ci correspondant à la situation où les salariés et les firmes ont trouvé un accord salarial. Trois composantes peuvent être distinguées dans le taux de chômage d’équilibre, l’importance relative de chacune d’elles variant sensiblement suivant les années : une composante chronique résultant des facteurs sous-jacents à la répartition de la valeur ajoutée (salaire réel de réserve, taux de marge, cotisations sociales, productivité), une composante conjoncturelle résultant d’un niveau de production inférieur à sa valeur potentielle et une composante frictionnelle attribuable au degré de mobilité insuffisant de la main-d’œuvre et au progrès technique. Ces trois composantes se révélant très significatives, ce résultat va dans le sens de l’idée selon laquelle la lutte contre le chômage doit être menée simultanément sur plusieurs fronts : en agissant sur les facteurs conditionnant le partage de la valeur ajoutée (minima de salaire, cotisations sociales, politique de formation et d’innovations destinées à accroître la productivité, fiscalité…), en menant une politique macroéconomique de relance de l’activité, ou encore en instaurant une politique structurelle visant à améliorer la mobilité de la main-d’œuvre ou à augmenter la flexibilité du marché du travail (règles de l’assurance chômage, modalités de licenciement, caractéristiques des contrats de travail…). Nos résultats restent naturellement conditionnels aux hypothèses auxiliaires retenues pour représenter les variables non directement mesurables ou non identifiées par la théorie (salaire de réserve, degré de rigidité, autres facteurs).

97Le taux de salaire négocié est, quant à lui, représenté par une moyenne pondérée du salaire désiré par les salariés (équation WS) et du salaire offert par les firmes (équation PS), le coefficient de pondération traduisant le rapport de force entre les deux parties. En raison du temps de mise en place des contrats de travail, le salaire observé s’ajuste avec délai sur sa valeur négociée, laquelle dépend du salaire de réserve, des cotisations sociales, du niveau des prix, de la productivité, du taux de marge des entreprises, du taux de syndicalisation et enfin du taux de chômage dont l’influence varie au cours du temps. Les résultats obtenus concernant le taux de salaire mettent en évidence quatre enseignements généraux. Le premier est que, en moyenne, les employeurs domineraient assez nettement les salariés au cours des négociations ; dans une version ultérieure du modèle, il serait pertinent de pouvoir permettre à ce rapport de force de varier au cours du temps. Le deuxième enseignement est que le salaire de réserve serait en moyenne situé à environ 15 % au-dessus du Smic, cet écart ayant tendance à s’accentuer au cours de la période. Le troisième enseignement est que les sensibilités, par rapport au taux de chômage des salaires désirés (WS) et offerts (PS), sont variables au cours du temps ; ce phénomène peut fournir une explication à l’instabilité de la relation empirique salaire/chômage constatée dans la littérature. Un dernier enseignement est que nos résultats confirment la pertinence de la distinction faite entre cinq concepts de salaire : le salaire désiré par les salariés dont la valeur dépend du salaire de réserve (équation WS), le salaire négocié qui résulte de la confrontation entre le salaire désiré par les salariés et le salaire offert par les employeurs (équation PS), et enfin le salaire observé qui est le résultat de la mise en application du contrat de salaire négocié.

98En restant à un niveau macroéconomique, un prolongement naturel de ce travail serait d’appliquer l’approche proposée à d’autres pays où il existe un salaire minimum légal sur une période suffisamment longue. Une autre extension serait d’examiner la validité de cette approche à un niveau régional, sachant que des statistiques régionales existent en France sur le chômage, les salaires et la production. Ces deux voies de recherche pourraient permettre d’évaluer le degré de robustesse et de généralité de l’approche proposée – propriétés souvent antinomiques – dans l’espoir d’enrichir et d’étoffer cette approche.