· Graphique 2. Comparaison internationale de l'évolution et du niveau des taux de chômage et d'activité 90 Taux d'activité' 90 A. Niveaux de 1990 (én pourcentage) .. 75 70

Revue économique de I'OCDE, no 21, hiver 1993

INTERPRÉTATION DU CHÔMAGE : LE RÔLE DE LA PARTICIPATION A LA VIE ACTIVE

Jmgen Elmeçkov et Karl Pichelmann

TABLE DES MATIÈRES

Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 148

1. 149

II. Sensibilité du chômage à la conjoncture : le rôle de la participation à la vie active et d'autres facteurs . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 152

111. Le chômage en tant qu'indicateur économique et social . . . . . . . . . . 159

IV. Quelques conclusions provisoires et questions en suspens . . . . . . . . 163

Bibliographie . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 169

Évolution du chômage : le rôle de la participation à la vie active . . . .

Les auteurs appartiennent respectivement à la Division des Perspectives économiques du Départe- ment des Affaires économiques de I'OCDE et à I'lnstitute for Advanced Studies de Vienne. Ils ont réalisé cette étude alors que Karl Pichelmann se trouvait, en qualité d'expert invité, à la Division de l'allocation des ressources du Département des Affaires économiques de I'OCDE. Ils tiennent à remercier Paul Atkinson, Michael P. Feiner, Peter Sturm et David Turner pour leurs précieux commen- taires. Ils sont égalernent reconnaissants à Isabelle Wanner pour son concours dans le domaine statistique et à Catherine Chapuis-Grabiner et Lyn Louichaoui pour leur assistance technique.

147

INTRODUCTION

Le chômage constituant un problème économique et social important dans la plupart des pays de l’OCDE, il est intéressant en soi d’en obtenir une évaluation précise, se prêtant en outre à des comparaisons internationales. Le choix de l’instrument de mesure le plus approprié a toutefois des chances d’être déterminé par l’objectif poursuivi. Le chômage peut en effet servir d’indicateur des pressions inflationnistes s’exerçant sur le marché du travail, de baromètre des’difficultés sociales ou d’instrument de mesure de la sous-utilisation de la main-d’œuvre; or, ce n’est pas nécessairement le même ensemble ou le même nombre de personnes qui est intéressant dans chacun de ces cas.

Un problème fondamental auquel on se heurte pour mesurer le chômage tient à l’absence de démarcation nette entre chômage et non-participation à la vie active et à l’importance du rôle joué par ce facteur dans la diversité des expé- riences des différents pays en matière de chômage. La participation à la vie active semble être sensible à la situation conjoncturelle du marché du travail, ce qui justifie l’hypothèse de l’existence d’un lien de causalité entre chômage et participation. La force de cette interaction a des chances de varier d’un pays à l’autre en fonction, notamment, de la composition démographique de la population active, de la couverture et de la générosité des différents systèmes de garantie de revenu ainsi que de diverses autres incitations qui affectent la déci- sion d’intégrer la population active ou de s’en retirer. Si le chômage est faible - ou progresse peu - dans certains pays, c’est peut-être simplement parce que I’excé- dent de l’offre sur le marché du travail se traduit par une non-participation à la vie active plutôt que par un accroissement du chômage recensé.

La présente note examine l’interaction du chômage et de la participation à la vie active ainsi que certaines de ses conséquences pour la fiabilité du chômage recensé en tant qu’indicateur économique et social. Elle apporte, dans la section 1, des éléments de preuve du lien existant entre les niveaux et les tendances d’évolution du chômage et de la participation. Elle considère ensuite, dans la section II, la variation du degré de sensibilité du chômage à la conjoncture entre les pays de l’OCDE en examinant les relations entre production, emploi et participation à la vie active. Dans la section 111 les auteurs s’interrogent sur le bien-fondé de l’utilisation des chiffres du chômage comme indicateur économique et social. La note se termine enfin par des conclusions provisoires et un exposé des autres questions que continue de soulever l’interaction des tendances et des cycles du chômage et des taux d’activité.

148

1. ÉVOLUTION DU CHÔMAGE : LE RÔLE DE LA PARTICIPATION A LA VIE CTIVE

Les taux d‘activité ont légèrement fléchi dans l’ensemble de la zone de l’OCDE pendant les années 60 mais ils augmentent régulièrement depuis 1970 environ (graphique 1)‘. La baisse observée pendant les années 60 peut être essentiellement imputée à une augmentation de la fréquentation scolaire et à une hausse rapide des revenus réels conduisant à un renforcement de la demande de loisirs, sans oublier les effets d’une amélioration de la couverture et de la généro- sité de régimes publics de retraite, financés par l’impôt. La progression tendancielle du taux d’activité global, observée ensuite, s’explique entièrement par l’accroissement de la participation des femmes à la vie active, qui a plus que compense la stagnation ou le recul persistant des taux d’activité des hommes. De fait, la différence observée actuellement dans l’ensemble de la zone de l’OCDE entre les taux d’activité des hommes et des femmes (82 et 61 pour cent, respectivement, en 1991) n’est pratiquement plus que la moitié de ce qu’elle était il y a une vingtaine d’années, lorsque les taux d’activité des hommes et des femmes s’établissaient respectivement à 88 et 48 pour cent (en 1973). Si elle reflète essentiellement une modification progressive des attitudes et des normes cultu- relles et sociales, cette évolution a coïncidé, dans de nombreux pays, avec une augmentation du nombre de garderies financées par des fonds publics, qui soula- gent les femmes de certaines de leurs responsabilités familiales traditionnelles. La réforme des systèmes d’imposition, surtout lorsqu’elle a eu pour effet de fonder l’imposition du revenu non plus sur la cellule familiale mais sur l’individu, y a peut-être aussi joué un rôle.

L‘évolution a long terme des taux d’activité globaux a varié, au cours des vingt dernières années, d’une région géographique à l’autre. En Amérique du Nord, les taux d’activité ont été relativement stables pendant la première moitié des années 60 avant d‘augmenter fortement par la suite. Le Japon et de nombreux pays du continent européen ont enregistré tôt une baisse prolongée de la participation. Dans certains de ces pays, le taux d’activité a atteint son minimum au milieu des années 70 mais dans d’autres, comme la France, il a continué de chuter. Les taux d’activité des hommes ont eu tendance à baisser dans presque tous les pays européens au cours des vingt dernières années alors qu’ils sont restés stables en Amérique du Nord et au Japon. Les taux d’activité des femmes ont, par contre, progressé dans toute la zone de l’OCDE.

Les données présentées dans le graphique 1 laissent à penser que le chô- mage exerce un certain impact sur les taux d’activité. Les périodes de forte hausse du chômage ont eu tendance à être associées à une stagnation du taux d’activité global, dans l’ensemble de la zone de l’OCDE comme dans les diffé- rents pays. Cette corrélation négative entre chômage et participation est non seulement persistante mais elfe se retrouve aussi d’un pays à l’autre, comme le montre le graphique 2. Des taux élevés de chômage s’accompagnent partout de taux d’activité nettement plus faibles (cadre A) et les taux d’activité ont en moyenne moins progressé dans les pays qui ont connu une forte augmentation du chômage au cours des vingt dernières années (cadre B).

149

Graphique 1. Taux de chômage et taux d'activité

12 TotalOCDE 12 États-Unis

1 75

1 65 O 60

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

6 t

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

Pourcentage Pourcentage

14 1 180

70 ,

65

Pourcentage Pourcentage 14 1 180

10 l 2 t Allemagne 4 75 :/2j70 --_.--- 65 4

2

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


14 75

70

65

55 60 63 66 69 72 75 78 81 84 87 90


14 I 1 80

8

6 70

eC' 4 , 65

._.--* 2

---.*'

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

8 -

6 - 70

4 - , 65 2 -

1. Population active en pourcentage de la population âgée de 15 à 64 ans

150

Graphique 2. Comparaison internationale de l'évolution et du niveau des taux de chômage et d'activité

90 .. .... ~ ~. Taux d'activité'

90 A. Niveaux de 1990 (én pourcentage) . .

75

70

65

60

Nor Fin

Sui -

-

-

-

I I I I I I I I I I I I I I I

-1 75 E - U t m

Can R-U

15

10

5

O

-5

B. Variations entre les moyennes des périodes 1966-70 et 1986-90 (en points de pourcentage)

Nor

ISI

G n Sué B N-2

Dan

Droite de régression2

Fra

lrl 1 I I 1 1 1 I 1 1 I 1 1 r i 1 1 1

-2 -1 O 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 Variations du taux de chômage

15 .

10

5

O

-5

1. Population active en pourcentage de la population agée de 15 à 64 ans. 2. Les deux droites de régression découlent de l'estimation des équations suivantes :

taux d'activité = 80.0. 1.36 * (taux de chornage) R2 = 0.41

variations du taux d'activité = 7.40 - 0.74 * (variations du taux de chômage) R* = 0.23 valeurs de t (31.5) (-4.03)

valeurs de t (4.40) (-2.70) Lorsque I'Espagne est exclue des deux estimations, les coefficients de la pente sont significatifs au seuil de 5 pour cent. Lorsque Mande est également exclue, le coefficient de ia pente reste significatif dans l'équation en niveau mais non dans celle représentative des variations du taux d'activité.

151

L‘analyse comparée des données des différents pays peut servir à mettre en lumière des interrelations à long terme. Interprétées de cette façon, les données qui sont présentées dans le graphique 2 suggèrent l’existence d’une relation négative à long terme entre le chômage et la participation à la vie active -que l’on considère leurs niveaux ou leurs variations - et donnent donc à penser que lorsque le chômage recensé ou <<visible >> augmente, sa composante << non décla- rée >> pourrait bien s’accroître aussi. Les faits ne semblent, donc, guère confirmer que les pays où ie chômage déclaré est faible - ou progresse peu - ont atteint ce résultat au prix de niveaux de participation relativement plus bas; de plus, les différences existant entre les pays au niveau du sous-emploi, visible et invisible, de la main-d’œuvre sont peut-être en fait beaucoup plus importantes que ne le donnent à penser les chiffres officiels du chômage.

On dispose à cet égard de preuves plus directes pour certains pays, qui publient des chiffres sur le nombre de «travailleurs découragés.. II s’agit d’une sous catégorie de la population inactive qui, théoriquement, est proche du chô- mage puisqu’elle regroupe les personnes qui ont renoncé à chercher activement du travail parce que (pensent-elles) il n’y a pas d’emploi disponible alors qu’elles auraient accepté de travailler aux conditions de salaires et d’emploi existantes. Les définitions varient, toutefois, d’un pays à l’autre, ce qui rend les comparaisons difficiles et les séries chronologiques disponibles sont, en outre, le plus souvent relativement courtes. Le nombre de travailleurs découragés présente cependant une corrélation positive avec le chômage recensé dans la plupart des pays, à l’exception notable du Japon, ce qui corrobore les faits présentés plus haut (OCDE, 1987). La même étude des travailleurs découragés dans sept pays de l’OCDE a, par contre, aussi révélé qu’au milieu des années 80, le rapport des travailleurs découragés aux chômeurs était plus élevé dans les pays où les taux de chômage recensés étaient les plus faibles. II convient, toutefois, pour interpré- ter cette observation, de tenir compte du fait non seulement que ce type de données ne se prête que difficilement à des comparaisons internationales mais aussi que le concept de << non-participation ’’ est beaucoup plus vaste que celui de c< travailleurs découragés >>z.

En résumé, la relation sur une longue période, entre chômage et participation à la vie active semble être négative : les pays à faible taux de chômage ont des taux d’activité élevés, comme en témoignent notamment les cas du Japon, et de la Suède jusqu’à une date récente au moins, tandis qu’un fort chômage coïncide avec une faible participation, comme en Espagne et en Irlande qui se trouvent à l’extrême opposé3. Dans l’ensemble, donc, les données internationales ne corroborent pas la thèse de l’existence d’une relation inverse à long terme entre le niveau de chômage et la non-participation à la vie active.

II. SENSIBILITÉ DU CHÔMAGE A LA CONJONCTURE LE RÔLE DE LA PARTICIPATION A LA VIE ACTIVE

ET D’AUTRES FACTEURS

L‘ampleur des fluctuations du taux de chômage au cours du cycle économique varie considérablement d’un pays de l’OCDE à l’autre. Sur la base d’un seul

152

instrument de mesure de ces fluctuations, l'écart-type des variations du taux de chômage annuel moyen, il semble que la variabilité du taux de chômage soit forte en Amérique du Nord, au Royaume-Uni, en Finlande, en Irlande et en Espagne et faible au Japon, en Autriche, en Suisse et dans certains des autres pays nordi- ques (tableau 1, dernière c010nne)~.

Plusieurs facteurs influent simultanément sur l'ampleur de la variabilité du chômage au cours du cycle économique. Les fluctuations du chômage sont en ;ait le résultat net de flux bilatéraux et réciproques entre les trois situations dans lesquelles un individu peut se trouver sur le marché du travail : emploi, chômage

Tableau 1. La sensibilité du chômage a la conjoncture

Sensibilité Variabilité Sensibilité

des salaires du taux Sensibilité de la population Variabilité de la

production réels4 de ch8mage' de l'emploi2 active

à l'emploi3

1970-91 1970-91 1970-91 1970-91 1970-91

États-Unis 1 .O2 0.64 0.30 -0.46 1.12 Japon 0.94 0.19 0.81 -3.29 0.20 Allemagne 0.84 0.45 0.44 -1.64 0.73 France 0.68 0.38 0.17 -0.93 0.50 Italie 0.93 0.15 0.46 4 .47 0.57

-~ Royaumehi 1 .O2 0.68 0.27 4 .78 1.27 Canada 1.11 0.62 0.35 -0.58 1.12 Australie 0.87 0.79 0.45 0.70 1 .O9 Autriche 0.86 0.33 0.91 -2.59 0.39 Belgique 0.92 0.49 0.06 4 .12 0.96

0.87 0.59 0.30 0.02 1 .O1 1.35 0.37~ 0.27 -1.39 1.24

Danemark Finlande Grèce 1.37 -0.05 1 .O1 . . 0.87 Islande 1.53 0.28 0.89 . . 0.42 Irlande 1 .O0 0.54 0.20 -0.47 1.30 Pays-Bas 0.80 0.63 0.18 -0.73 1 .O5 Nouvelle-Zélande 1.79 0.24 0.62 -0.64 0.82 Norvège 0.85 0.59 0.74 -1.22 0.58 Portugal. 1.49 -0.1 9 0.98 -0.29 1 .O8 Espagne 0.96 0.85 0.25 -0.65 1.32 Suède 0.77 0.50 0.56 -3.92 0.42

Turquie 1.18 0.38 0.22 . . 0.80

1. 2.

Suisse 1.13 0.65 0.91 -3.24 0.20

Écart-type des différences premières (sous forme logarithmique et multipliées par 100 pour la production). Coeffici.ent estimé b de la régression < écart de remploi par rapport à la tendance > = a + b* c écart de la production par rapport à la tendance >, les tendances ayant été établies à raide du filtre de Hodrick-Prescott, en utilisant les mêmes facteurs de lissage pour remploi et la production dans chaque pays. Coefficient estimé b de la régression < écart de la population active par rapport à la tendance > = a + b* < écart de l'emploi par rapport à la tendance >, les tendances ayant été établies à raide du filtre de Hodrick-Prescott, en utilisant les mêmes facteurs de lissage pour la population active et l'emploi dans chaque pays. Salaires nominaux déflatés par le déflateur de la consommation privée; coefficient estimé b de la régression < écart des salaires réels par rapport à la tendance > = a + b* < écart du chômage par rapport à la tendance >, les tendances ayant été établies à raide du filtre de Hodrick-Prescott, en utilisant les mêmes facteurs de lissage pour les salaires réels et le chbmage dans chaque pays.

3.

4.

Source : Secrétariat de I'OCDE.

153

ou non-participation. II existe malheureusement peu de données sur ces flux dans la plupart des pays, de sorte que l’analyse qui suit repose sur l’observation des variables de <<stocks », représentatives de la situation à un moment donné5.

D’un point de vue purement mécanique, les fluctuations cycliques de la production peuvent entraîner - à des degrés divers, selon les pays - des variations de l’emploi qui, à leur tour, sont susceptibles de provoquer diverses réactions de la part de la population active et, finalement, du chômage. Pour commencer, l’instabilité de la production diffère d’un pays à l’autre.

La colonne 1 du tableau 1 permet de se faire une idée de l’ampleur des fluctuations cycliques de la production dans les différents pays de l’OCDE au cours de la période 1970-1991. Si l’on en croit ce tableau, les fluctuations conjoncturelles de la production ont été moins prononcées dans certains pays comme la France, les Pays-Bas et la Suède que dans d’autres tels que la Finlande, la Grèce, l’Islande, la Nouvelle-Zélande et le Portugal. Ces différences peuvent évidemment être imputées à toute une série de facteurs parmi lesquels figurent le degré d’exposition à des chocs indépendants sur l’offre ou sur la demande, la composition sectorielle de la production ou l’importance des stabili- sateurs automatiques.

On observe aussi des différences notables entre les pays dans la façon dont l‘emploi réagit aux variations cycliques de la production (graphique 3). Les estimations présentées dans la colonne 2 du tableau 1 et dans le graphique 3 montrent qu’en Amérique du Nord, au Royaume-Uni, en AÙstralie, aux Pays-Bas, en Espagne et en Suisse, l’emploi varie considérablement en fonction des fluctuations de la production alors que dans des pays comme le Japon et l’Italie, il ne réagit que très peu à ces variations du fait que celles-ci sont presque entièrement compensées par une évolution pro-cyclique de la productivité individuelle. La rétention de main-d’œuvre est l’une des raisons généralement avancées pour expliquer la stabilité relative de l’emploi : en raison des coûts d’ajustement, les entreprises hésitent généralement à licencier du personnel en période de ralentissement de l’activité et ont tout d’abord tendance a réduire le nombre d’heures ouvrées6. Parmi les facteurs institutionnels qui influent sur les coûts d’ajustement, et donc sur la flexibilité de l’emploi, figurent le système de protection de l’emploi7 ainsi que les incitations offertes par les différents systèmes d’indemnisation du chômage en faveur du recours à des mises à pied temporaires plutôt qu’au travail à temps partiel et/ou à horaires réduits8.

L‘ampleur de la réaction de l’emploi global à la situation de la conjoncture dépend aussi des variations du travail indépendant. Celui-ci étant moins sensible que l’emploi salariéQ aux fluctuations de la conjoncture, il aura tendance à réduire la variabilité cyclique de l’emploi global si sa part est relativement importante. D’une manière générale, les dix dernières années ont été marquées par un renversement de la tendance à long terme du travail indépendant à reculer puisque celui-ci a progressé plus rapidement que l’emploi global non agricole dans la majorité des pays de I’OCDE‘O.

On dispose de plusieurs moyens pour mesurer la sensibilité de la population active à la situation de la conjoncture. On peut notamment recourir à un indicateur économétrique et utiliser une estimation de l’élasticité comparée des écarts de la population active et de l’emploi par rapport à la tendance, comme le montre le

154

Pourcentage

Graphique 3. Écarts par rapport a la tendance de la production et de l'emploi

- Ernoloi' . . . . . -. PIE réel' [ ] Sensibilité de I'ernploi2

Total OCDE [ .481 5 c

I 1 1 1 1 1 I I 65 70 75 80 85 90

Pourcentage I I

Pourcentage

France [ .381

5 1

I 1 1 I 1 I I I 65 70 75 80 85 90

Pourcentage ' I I

4 -5 c 65 70 75 80 85 90

Pourcentage I I

- 1 5 États-Unis [ ,641

65 70 75 80 85 90

Pourcentage

5 Allemagne [ ,451

t -I -5 I I 1 1 1 I 1

65 70 75 80. 85 90

Pourcentage

-15 Italie [ ,151 c L -5

65 70 75 80 85 90

Pourcentage

Canada L.621 5

I 1 1 1 1 1 I I 65 70 75 80 85 90

1. Les courbes montrent la différence entre les chiffres effectifs et les tendances de l'emploi et du PIE réel. Les tendances sont calculées à l'aide du filtre de Hodrick-Prescott.

2. Pour tous les pays considérés, l'indicateur de sensibilité correspond à l'élasticité des écarts de l'emploi à la tendance par rapport aux écarts du PIE3 réel a la tendance, telle qu'elle ressort des données annuelles pour la période 1970-91.

155

graphique 4. Cette mesure de <<la sensibilité,, de la population active fournit une estimation quantitative de l’importance du rôle que jouent les variations pro- cycliques de la population active pour atténuer l’effet des fluctuations cycliques de l’emploi sur le chômage”. II ressort des estimations économétriques de la vigueur de c< la réaction >> de la population active, qui sont présentées dans le graphique 4, que la sensibilité à la conjoncture de la population active varie considérablement d’un pays à l’autre. Au Japon, par exemple, les écarts de l’emploi par rapport à la tendance sont presque totalement compensés par des fluctuations cycliques de la population active, alors que la France se trouve à l’extrême opposé puisque le niveau de la population active n’y est pratiquement pas affecté à court terme par les variations cycliques de l’emploi1*. Bien qu’ils reposent sur des méthodes différentes et qu’ils ne couvrent pas la même période, ces résultats confirment, dans l’ensemble, l’analyse économétrique présentée dans l’étude réalisée par l’OCDE en 1986 sur les variations cycliques de la participation à la vie active dans les sept grands pays Membres.

On peut aussi mesurer le degré de <<sensibilité), de la population active aux conditions de l’emploi en estimant l’élasticité des taux d’activité par rapport à la part de l’emploi dans la population d’âge actif sur la base d’équations structurelles des taux d’activité. Le tableau 2 présente les résultats d’une analyse de ce type. Les taux globaux d’activité sont sensiblement affectés par les taux d’emploi dans tous les pays, a l’exception de l’Allemagne et de la France, les élasticités esti- mées à long terme étant particulièrement fortes en Italie et au Japon mais compri- ses entre 0.4 et 0.6 dans la plupart des autres pays.

L‘élasticité des taux d’activité par rapport à la situation générale de l’emploi, représentée par la part de l’emploi total dans la population d’âge actif, diffère considérablement selon les principaux groupes démographiques (tableau 2). Dans presque tous les pays, l’élasticité des taux d’activité par rapport aux possibi- lités d’emploi est plus forte dans le cas des femmes que dans celui des hommes13. Elle semble aussi généralement plus prononcée pour les tranches les plus jeunes et les plus âgées de la population que pour les adultes dans la force de l’âge14.

La plus forte sensibilité des taux d’activité des femmes à la situation générale de l’emploi confirme l’observation selon laquelle les femmes constituent, souvent de loin, la majorité des travailleurs découragés. Une interprétation <<mécanique >)

de ces différentes constatations, consistant notamment a considérer que l’effet de découragement fait sortir du marché du travail des personnes qui seront prêtes à le rejoindre en période de haute conjoncture, pourrait toutefois s’avérer trom- peuse a plusieurs égards (OCDE, 1987) :

- Les personnes bénéficiant d’une expérience professionnelle récente ne semblent pas particulièrement constituer le gros des entrées cycliques dans la catégorie des travailleurs <(découragés >).

- Les travailleurs découragés, tels que les définissent les enquêtes sur la population active, ne semblent pas avoir plus de chances de devenir actifs que d’autres membres de la population inactive qui se disent désireux de travailler mais qui avancent des raisons d’ordre non économique pour expliquer pourquoi ils ne cherchent pas d’emploi.

- Une part importante des travailleurs découragés est inactive depuis plusieurs années, ce qui donne à penser que le découragement est un phéno-

156

Graphique 4. Écarts par rapport a la tendance de l'emploi et de la population active

- Emploi' . . - - - - - Population active' [ 1 Sensibilité de la population activeZ

Pourcentage 1 6 1 l

Pourcentage I 1 6

i t Total OCDE [ ,231 - 1 4

États-Unis F.301

-4 1 1 I I I 1 I I

65 70 75 80 85 90

Pourcentage 6 1 I

Japon [.El] 4 t i

-2 t 1 -4 I 1 1 I 1 1 I I

65 70 75 80 85 90

Pourcentage 6 1 l

France [.ln 4 t i 2 t -1 O

-2 t -i -4 u

65 70 75 80 85 90

Pourcentage I

1 1 I 1 I l I l - 4

65 70 75 80 85 90

Pourcentage 6

4 Allemagne [ ,441

I 1 1 1 I 1 I ' -4 65 70 75 80 85 90

Pourcentage

I 1 6 Italie [ ,461 t i 4

t - 1 2

65 70 75 80 85 90

Pourcentage I 1 6

-.%

65 70 75 80 85 90 I l 1 1 1 1

65 70 75 80 85 90

1. Les courbes montrent la différence entre les chiffres effectifs et les tendances de l'emploi et de la population active. Les tendances sont calculées à l'aide du filtre de Hodrick-Prescott.

2. Pour tous les pays considérés, l'indicateur de sensibilité correspond à l'élasticité des écarts de la population active à la tendance par rapport aux écarts de l'emploi à la tendance, telle qu'elle ressort des données annuelles pour la période 1970-91.

157

Tableau 2. Influence des parts de‘l’emploi sur les taux d’activité

Élasticité des taux d‘activité par rapport a la part de remploi total dans la population d‘âge actif’

États-Unis Japon Allemaone France- Italie Royaume-Uni Canada

Australie Finlande Pays-bas Notvège Portugal Espagne Suède

Total Hommes Femmes 15-24 25-54 55+

0.4 0.8

. . 1.3 0.6 0.6

0.5 0.4 0.4 0.4 0.4 0.2 0.6

0.2 0.7 . .

0 : i 0.4 0.3

0.2 0.3 0.2 . . . . 0.5

1.1 1.5 . .

3:4 0.7 . . 0.9 0.5 0.7 1.3 0.6

0:8

1.6 8.6

.. 3.7 0.7 0.9

. .

. . 0.8 . . . .

2 : i .

2.3 0.1 . . . .

1 .O 0:3

0.5 . .

0.3 . .

0:i 0.4

2.2 0.9 . . ..

1.8 1.4 . . 1.6 2.7 3.6 . . . . . . . .

. . = Résultat non significatif. 1. Les chiffres concernent les élasticités à long terme et sont dérivés des coefficients al et & obtenus par

e s t i m a t i o n de l’équation suivante :

Log PR = a + a, log PR(-1) + a2 log RDI + & log ES + tendance temporelle. où PR = taux d‘activité/(l -taux d‘activité)

RDI = revenu disponible réel. par personne ES =. pari de remploi global dans la population d‘âge actif.

Les élasticités estimées sont évaluées à raide de la valeur moyenne des taux d‘activité pendant la période d‘estimation.

mène à plus long terme, et non pas uniquement cyclique, et conduit à s’interroger sur l’empressement des travailleurs découragés à rejoindre la population active lorsque les perspectives économiques s’améliorent.

La façon dont les faits observés ont été présentés plus haut supposait implicitement l’existence d’un lien de cause à effet unissant la production, la population active et le chômage par l’intermédiaire de l’emploi. Dans la réalité, il n’est probablement pas si simple d’identifier les influences déterminantes. De fait, Elmeskov et Pichelmann (1 993) ont notamment constaté l’existence de liens de causalité réciproques entre l’emploi et la population active, les deux relations s’exeqant dans chaque sens avec plus ou moins de force selon les pays. Ils ont néanmoins conclu, après avoir dûment testé les liens de causalité et constaté les variations cycliques simultanées des salaires réels, de la productivité, de l’emploi et du chômage, que la plupart des observations portaient à croire que le lien de causalité le plus fort était, dans la majorité des pays, celui présenté plus haut.

Les principales données chiffrées ayant servi à étayer la thèse de la sensibilité du chômage à la conjoncture sont présentées dans le tableau 1. La variabilité du taux de chômage diffère considérablement d’un pays à l’autre en fonction notamment de la variabilité de la production. Elle est aussi positivement affectée par l’ampleur de la réaction de l’emploi aux fluctuations de la production, mesurée par l’indicateur de sensibilité donné dans le graphique 3. La sensibilité de la population active à l’évolution de l’emploi, illustrée dans le graphique 4, réduit la variabi-

158

lité du chômage. Les trois facteurs qui influent sur cette variabilité -variabilité de la production, sensibilité de l’emploi et sensibilité de la population active - sont affectés par la flexibilité des salaires réels face aux variations cycliques de I’acti- vité. On peut mesurer cette flexibilité des salaires réels par l’élasticité (numérique) des écarts à la tendance du salaire de la consommation réelle par rapport aux écarts à la tendance du taux de chômagei5. En procédant à une régression internationale, on s’aperçoit que la flexibilité des salaires réels ainsi mesurée joue aussi un rôle indirect par le biais des trois autres facteurs. Toutes les variables présentent bien le signe escompté et certaines d‘entre elles sont significatives dans l’équation expliquant la variabilité du chômage :

<variabilité du chômage> = 0.68

+O.%

+0.37 * <sensibilité de l’emploi>

(0.22)

(0.22) * <variabilité de la production>

(0.24) -0.48 * <sensibilité de la population active> (0.25) -0.14 (0.05 1 )

* <sensibilité des salaires réels>

Les chiffres fournis entre parenthèses sont les erreurs-types.

111. LE CHÔMAGE EN TANT QU’INDICATEUR ÉCONOMIQUE ET SOCIAL

Les différents mécanismes qui jouent, comme on vient de le voir, dans les fluctuations cycliques du chômage influent sur l’interprétation économique et sociale à donner au chiffre du chômage. Leur influence dépend, toutefois, de ce que le chômage est censé représenter. Nous allons considérer successivement trois des rôles prêtés au chômage, à savoir :

- celui d’indicateur de la sous-utilisation de la main-d’œuvre; - celui de baromètre des difficultés sociales; - celui de déterminant des pressions salariales.

La sensibilité à la conjoncture de l’emploi, comme celle de la population active, a des implications importantes du point de vue de la sous-utilisation de la main-d’œuvre. Si une expansion de la production entraîne une forte réaction de l’emploi sans que le niveau de la population active se modifie, on assiste alors à un net recul du chômage parallèlement à l’accroissement de la production. Cependant, dans la mesure où une augmentation de la production suscite une amélioration de la productivité et où un accroissement de l’emploi provoque un gonflement de la population active, un accroissement de la production réelle entraîne une expansion de la production potentielle16. De ce fait, à la sortie d’une récession, les pays bénéficiant d’une productivité et d’une population active réceptives ont des chances de connaître une expansion plus longue et plus marquée avant que ne se manifestent des pressions inflationnistes et que I’adop-

159

tion de mesures correctrices s’impose. Dans ce sens, les fluctuations cycliques de la productivité et de la population active - et non pas seulement les chiffres du chômage - sont utiles pour évaluer totalement la sous-utilisation de la main- d’œuvre et le manque à produire qui accompagne un ralentissement de l’activité économique.

Certains des facteurs qui réduisent l’utilité du chômage comme instrument de mesure de l’utilisation de la main-d’œuvre compromettent aussi son rôle d’indicateur des difficultés sociales. Compte tenu de la sensibilité de la population active aux variations de l’emploi et de la flexibilité de la durée du travail par rapport a la production, les variations du chômage mesuré ne donnent pas une idée exacte de l’évolution de l’emploi rémunéré et du revenu du travail. Le chômage ne reflète donc pas entièrement l’importance des difficultés économiques provoquées par les ralentissements conjoncturels. D’un autre côté, l’indemnisation du chômage protège en partie contre les difficultés économiques qu’entraînent les suppres- sions d’emploi. Dans la mesure où le statut de chômeur <<officiel p > confère le droit de bénéficier de transferts de revenu supérieurs a ceux offerts aux inactifs entrant autrement dans les mêmes catégories de revenu et de ressources, il existe bien sûr une différence évidente entre les chômeurs et les inactifs. L‘accès préférentiel aux systèmes de garantie de revenu peut être l’une des raisons pour lesquels les travailleurs qui ont perdu leur emploi préfèrent rester <<chômeurs >> plutôt que se retirer de la population active. Le graphique 5 montre que dans les pays où les allocations de chômage diminuent fortement a mesure que la période de chô- mage s’allonge, le niveau de la population active a tendance à réagir plus nettement aux variations de l’emploi.

S’agissant du rôle du chômage comme indicateur des pressions salariales, la principale question qui se pose pour mettre au point un indicateur approprié est celle de savoir si c’est le chômage, ou un concept plus large englobant les personnes ne participant pas à la vie active, qui est le mieux a même de constituer la variable clé liant la situation du marché du travail et la formation des salaires et des prix17. Le tableau 3 indique la valeur des principaux coefficients d’équations simples des taux de salaires, définies de manière a assurer I’homo- généité statique et dynamique des résultats et incluant à la fois les taux de chômage et les taux d’activité. II convient, toutefois, de signaler deux différences par rapport aux équations habituelles des taux de salaires. Premièrement, le taux de chômage a été mesuré par rapport à l’ensemble de la population âgée de 15 a 64 ans, de manière que le dénominateur soit le même que pour le taux d’activité et qu’il soit possible de tester les contraintes linéaires existant entre les séries de coefficients du chômage et de l’activité, respectivementi8. Deuxièmement, d’autres travaux d‘estimation ont prouvé qu’il était important de tenir compte des variables du sous-emploi des capacités, exprimées a la fois en niveaux et sous forme de différences premières (Elmeskov, 1994).

Les taux de chômage et d’activité étant exprimés en niveaux et sous forme de différences premières dans les différentes équations, l’insuffisance des données ne permet pas une formulation plus précise et la qualité statistique des équations estimées laisse, en conséquence, beaucoup à désirer. Le tableau donne néan- moins l’impression que les taux de chômage expliquent mieux les hausses de salaires que les taux d’activité. Sur les 38 coefficients estimés pour le taux de chômage, exprimé en niveau ou sous forme de différences premières, sept seule-

1 O0

A. Sensibilité de l'ensemble de la population active et baisse des indemnités'

# Gré

Por

B. Sensibilité de la population active jeune et baisse des indemnités1

SU6 2.0 - -

1

2.0

/ Droite de régression3 i n

l / . Fra I 1 I 1 1 1 1 1 1 1

5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 6-00 Baisse des indemnités, en points de pourcentage

1. La sensibilité de l'ensemble de la population active a été estimée sur la base décrite dans le graphique 4. Celle de la population active jeune a été estimée à partir d'équations linéaires simples liant l'accroissement de la population active à celui de l'emploi et à une tendance temporelle. L'indicateur de la baisse des indemnités de chômage au cours de la période de chômage repose sur l'étude de l'OCDE (1991) et concerne l'année 1988. II est defini comme la moyenne, pour les deux sexes, de la différence entre les indicateurs du taux de compensation à long et à court terme tirés de cette publication.

2. La droite de régression découle de l'estimation de l'équation suivante : sensibilité = .23 + ,0089 * (baisse des indemnités) R2 = .14 valeurs de t (1.8) (1.9)

3. La droite de régression découle de I'estimation de I'équation suivante : sensibilité = ,049 + ,031 * (baisse des indemnités) R2 = .67 valeurs de t (30) (5.3)

161

Tableau 3. Équations des taux de salaires et tests de l'influence des variations de la population active' Résultats découlant de I'estimation de l'équation suivante :

DlOg W/PC = Co + Ci'DLlog W/PC + C2'D210g PC + cs*Dlog PYlPC + Cn'DLlog PY/PC + c~*U/POP + Cs'D(U/POP) + c~'LF/POP + cs*D(LF/POP)

Pays Équation de base

c5 c6. C, C8

États-Unis Japon Allemagne France Italie Royaume-Uni Canada

-0.2 -0.9"' -0.1" -0.2 -2.9" -3.9' 0.5 -1.7" -0.8" -1.8" 0.4 -1.0 -1.0"' -1.2 -0.1 1.9" -1.3" -1.6 0.5 -0.6

0.1 -0.8 -0.3 -0.1 -0.0 -1.3 -0.0 -2.4

Australie -1.1. 0.1 0.9 -2.6 Autriche -0.4 -4.4"' 1.1' -0.4

Danemark -1.2"' 0.7' 0.6"' -0.5 Belgique -1.6"' -1.6 0.1 2.2

Pays-Bas 0.2 -3.0 2.0 7.5

Port u g a I -2.0" -0.1 -0.0 0.1

Nouvelle-Zélande -0.0 0.1 -0.1 1.7 Norvège 0.7 -2.4' -0.3' 0.3

I Espagne 0.5 -0.8 1.4 -2.6 Suède -0.4 -6.2"' -0.1 -0.2 Suisse -2.7 -2.0 0.4' -0.8 Turquie -14.9' -7.2 -1.8 3.0

1. Les notations utilisées Dour les variables sont les suivantes : W

Test c7 = CS = O

c6 F C5

-0.4" -0.7"' -2.0 -3.7' -1.1"' -1.5" -0.9"' -1.0 -1.4"' -2.3 0.0 -0.6

-0.3 -0.4

-1.1. 1.1 -0.4 -3.0" -1.8"' -1.2 -0.4"' 0.1 -0.8 -1.7 -0.0 -0.4 -0.3 -1.9 -2.1 ... 0.0 -0.2 -0.4 -0.9 -5.8"' -5.0" 1.1 -6.5 -5.5

4.8" 2.7' 1.5 2.8 1.1 0.2 1.3

1.4 2.3 0.6 5.6" 1 .O 0.8 3.3' 0.0 1.5 0.2 2.3 1.9

aux de salaire dans le secteur

Test cs = c6 = O

C8 F C I

-0.1 0.4 0.9"' 0.4 0.2

-0.1 -0.0

0.6 0.3 -1 .a -0.2'

1.1 -0.1 -0.2 -0.5

0.8 -0.1

0.5" -0.6

-0.1 -0.9 -0.6

1.5 -1.5

0.6 -0.7

-2.7 -0.3 7.4 -0.5 5.2 1.7 o. 1 0.2 -1 .O

1 .a' -1 .O

2.6

12.2"' 5.5" 7.7"' 7.8"' 3.6" 0.8 1.6

2.2 6.6" 7.9"

10.3"' 1.9 0.0 2.1 3.1. 0.6 6.0" 2.1 2.2

j entreririses: PC = indice imdicite O

Test cs = -c7 and c6 = -c8

F C I C*

-0.2"' 0.6"' 0.4 -0.7 ..

0.6"' 0.3 0.5"' 1.7" 0.8" -0.8

-0.0 0.5 -0.0 0.1

0.9- -1.4 0.3 0.5 1.5"' 1.6 0.3 -0.1 0.6' 2.4'

-0.1 1.3 -0.3" 0.6 -0.4 0.2

0.4' 0.2 -0.1 1.9

0.5" -0.7 -0.4 3.0

7.5"' 5.6" 3.7" 1 .a 1.5 0.3 1.9

0.9 5.7" 0.1

13.3"' 0.5 0.2 1.4 4.6'' 0.3 3.3' 2.0 2.3

~ ~

prix de la mnçommatbn privée: population active. L'opérateur L PY = indice des prix de la valeur ajoutée dans le secteur des entreprises; U = chômage; POP = populaiion agée de 15 à 64 ans; LF

indique qu'on utilise la valeur décalée de la variable considérée et I'opérateur D que cette variable est exprimée SOUS forme de différence première. Les astérisques indiquent les seuils de signification : * = 10 pour cent. ** = 5 pour cent. ..* - - 1 pourcent.

ment ne présentent pas le signe escompté et un seul de ces derniers est significatif à un seuil supérieur à 10 pour cent. Quinze coefficients sont significatifs à un seuil supérieur à 10 pour cent et présentent le signe attendu. En revanche, sur les 38 coefficients estimés pour le taux d’activité, 21 ne présentent pas le signe escompté, dont quatre significatifs à un seuil d’au moins 10 pour cent. Sur les 17 coefficients présentant le signe (positif) attendu, trois sont significatifs à un seuil égal ou supérieur à 10 pour cent.

Le tableau 3 rend compte aussi des résultats de tests plus rigoureux du rôle de la participation à la vie active par rapport au chômage. Le premier test porte sur l’exclusion du niveau et des variations des taux d’activité. Celle-ci se révèle acceptable pour tous les pays sauf quatre : les États-Unis, le Japon, le Danemark et la Norvège. Le Danemark est le seul de ces pays pour lequel la formulation initiale a permis d’obtenir le signe escompté et un coefficient significatif pour les taux d’activité. Le test opposé portant sur l’exclusion des niveaux et des variations du chômage se solde par un rejet pour plus de la moitié des pays et, parmi ceux pour lesquels le résultat est positif, il n’y a que la Suisse pour laquelle le taux d’activité ait un coefficient significatif, affecté du signe escompté. La dernière série de tests porte sur la contrainte consistant à dire que le chômage et les variations cycliques de la population active ont les mêmes effets sur les salaires. Celle-ci est rejetée pour sept pays. Cependant, lorsqu’elle est acceptée, les coefficients sont significatifs et affectés du signe attendu comme dans le cas de la France, de l’Italie, de l’Australie, de la Belgique, des Pays-Bas, de l’Espagne et de la Suisse. En somme, dans la plupart des pays, les variations de la participation à la vie active semblent jouer, au mieux, un rôle secondaire par rapport à celui du chômage mesuré ou déclaré pour expliquer les pressions inflationnistes.

L‘une des raisons pour lesquelles la non-participation n’a pas le même effet modérateur sur les salaires que le chômage tient peut-être au fait que tous les groupes présents sur le marché du travail ne réagissent pas de la même manière aux variations de l’emploi, comme on l’a vu plus haut. La main-d’œuvre mascu- line d’âge très actif est souvent supposée exercer une influence disproportionnée sur la détermination des salaires et se Caractérise, comme on l’a vu plus haut, par une réaction beaucoup moins forte aux variations de l’offre de travail alors que d’autres groupes, beaucoup moins ancrés dans la population active, jouent un rôle beaucoup plus faible dans la détermination des salaires. De plus, dans la mesure où ce sont surtout les personnes ayant connu de longues périodes de chômage qui constituent le gros des flux de sortie de la population active et où on constate généralement qu’elles exercent peu d’influence sur les salaires même lorsqu’elles demeurent dans la population active, il est permis de supposer que lorsqu’elles s’en retirent, leur influence est, au mieux, marginale.

IV. QUELQUES CONCLUSIONS PROVISOIRES ET QUESTIONS EN SUSPENS

Nous venons d’examiner les éléments d’information disponibles sur les tendances et les cycles du chômage et de la participation à la vie active dans les différents pays de l’OCDE. Les différences entre les pays-sont importantes tant

163

en ce qui concerne les tendances que les cycles. L‘homogénéité des résultats économétriques présentés dans le texte affecte l’interprétation des chiffres du chômage à, certains égards plus qu’à d’autres. Les résultats ne corroborent toutefois pas l’idée que les différences de taux de chômage constatées entre pays pourraient tenir aux différences de taux d’activité. Les taux de chômage ne reflètent, au contraire, qu’en partie la divergence observée dans l’évolution et le niveau des taux d‘emploi des divers pays.

Certaines des questions soulevées par les interactions des tendances et des cycles demeurent sans réponse. En effet, la sensibilité du chômage à la conjoncture est liée à son accroissement tendanciel : les pays à taux de chômage très variable ont généralement vu, en longue période, leur chômage augmenter plus fortement que ceux dans lesquels le chômage est plus stable face à l’évolution cycliquelg. Le degré de sensibilité de la population active à la conjoncture contri- buant de façon importante à l’instabilité du chômage, il ne faut peut-être pas s’étonner de constater aussi l’existence d’une relation entre cette variable et, non seulement le niveau, mais aussi l’accroissement du chômage (graphique 6, cadres A et B).

Cette relation entre évolution cyclique et tendancielle est difficile à concilier avec l’idée que, après un choc, le chômage a tendance à retrouver rapidement son taux naturel, constant. II est toutefois de plus en plus largement reconnu que, dans de nombreux pays, le chômage a tendance à se maintenir au niveau, ou aux alentours du niveau, auquel il a été porté par un choc ayant affecté le système économique (voir, par exemple, Barro, 1988 ; Alogoskoufis et Manning, 1988; ou Elmeskov et MacFarlan, 1 994)z0. Or, les pays ont subi des chocs surtout négatifs au cours des dernières décennies, ce qui explique peut-être I’homogé- néité des résultats économétriques obtenus. II est cependant possible que les effets d’un choc faisant augmenter le taux de chômage soient plus persistants que ceux d’un choc le faisant baisser.

Le degré de sensibilité de la population active à la conjoncture ne semble par contre pas très lié à la tendance ou au niveau des taux d’activité (graphique 6, cadres C et D). Si, dans le graphique 6, l’interprétation de l’évolution présentée dans les cadres A et B confirme la persistance du chômage après des chocs négatifs, les cadres C et D semblent suggérer que cette persistance se vérifie beaucoup moins dans le cas de la participation à la vie active. En d’autres termes, les taux d’activité retrouvent généralement leur tendance sous-jacente, ce qui n’est pas le cas des taux de chômage. En outre, les données présentées dans le graphique 2 suggèrent même que l’accroissement tendanciel de la participation à la vie active est plus fort dans les pays où le chômage est faible (ou augmente peu). Sur la base de cette interprétation, les taux d’activité pourraient, après un choc négatif, accuser une chute plus marquée par rapport à la tendance dans les pays où la population active est très sensible à la conjoncture, mais y atteindre à plus long terme des niveaux plus élevés que dans les pays où la population active réagit moins à la conjoncture, parce qu’un accroissement persistant du chômage a pu être évité. Ces interactions des tendances et des cycles peuvent sembler surprenantes et de plus amples recherches s’imposent avant de pouvoir établir, soit que les hypothèses avancées plus haut sont erronées, soit qu’elles doivent être considérées comme davantage que de simples conjectures bien documentéesz1.

164

Graphique 6. Taux de chômage et d'activité et sensibilité de la population active

Taux de chbrnage. 1990 (Pourcentage)

20

18

16

14

12

10

8

6

4

2

O O

A. Sensibilité de la population active et taux de chômage .

ESP . lrl

Ita Droite de régression'

Tu r

' P-B 5 P0r . E-U W

Jap iSI Suè

0.2 0.4 0.6 . 0.8 1.0 1.2 Sensibilité de ia population active, 1970-91

Taux d'activité. 1990 (Pourcentage) 90

85

80

75

70

65

60

C. Sensibilité de la population active et taux d'activité

m suè

Dan

Nor IsI w .

m Sui

H

w Jap Er N-2 . ...

P-B Aut 8 .

lrl w E ~ P

Grè w

55 1 , 1 1 1 ~ 1 1 1 1

O 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 Sensibilité de la population active, 1970-91

Variation du taux de chbrnage, 1970-90 (Points de pourcentage)

I 1 1 6

et variations du taux de chômage B. Sensibilité de la population active

m ESP

I . =

'1 10

Grè

T i r 'in Aut

O 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2- Sensibilité de la population active. 1970-91

Variation du taux d'activile. 1970-90 (Points de pourcentage)

D. Sensibilité de la population active et variations du taux d'activité

Can . E-U . w ',' Dan

Fin Aut

w

I Ail Fra H

. . R.IJ [ta

le1 . I

sue w

N -Z

w Nor

ISI a

P0r

Jap w ut Grè

Sui I =

- ,ESP

iri

0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 Sensibilité de ia population active, 197C

15

IO

1

1

-5 -1 O

-1 5

1. La droite de régression découle de l'équation suivante : taux de chômage = 10.4 - 7.6 * (sensibilité) R2=.32

valeurs de t (8.0) (-3.4) 2. La droite de régression découle de l'équation suivante :

variation du taux de chômage = 6.9 - 5.7 * (sensibilité) R2 =.24 valeurs de t (5.8) (-2.8)

165

NOTES

1. Seules sont présentées dans les graphiques de la présente étude, les séries chronologiques concernant l’ensemble de la zone de l’OCDE et les sept grands pays de l’OCDE. On trouvera les graphiques correspondants pour les autres pays de l’OCDE dans Elmeskov et Pichelmann (1993).

2. Les travailleurs découragés ne constituent qu’une catégorie des participants potentiels à. la vie active dont le comportement est affecté par la situation de l’offre et de la demande : en période de chômage élevé, les jeunes peuvent décider de poursuivre leurs études plutôt que de se présenter sur le marché du travail, et les personnes plus âgées susceptibles de bénéficier d’une retraite anticipée ou de programmes ana- logues peuvent choisir de se retirer de la vie active, par exemple.

3. Une très grande prudence s’impose dans l’interprétation de ces constatations en raison de distorsions dans les méthodes d’évaluation. Par exemple, le taux d’emploi de la Suède, qui pendant de nombreuses années a été le plus élevé de la zone de l’OCDE d’après les statistiques courantes de la population active, est proche de la médiane de la zone de l’OCDE lorsque les actifs occupés sont définis comme englobant «les personnes ayant travaillé au moins une heure pendant la semaine de l’enquête >). La comptabilisation dans << l’emploi >) des personnes en congés de mater- nité de longue durée, par exemple, réduit le niveau du chômage et augmente celui de l’activité par rapport à d’autres pays.

4. Le chômage étant une variable qui présente une tendance dans la plupart des pays, sa variabilité conjoncturelle est estimée sur la base des différences premières plutôt que des niveaux. On obtient, dans l’ensemble, un classement très voisin des pays lorsqu’on utilise des procédures plus élaborées pour évaluer l’ampleur des variations cycliques du chômage (voir Elmeskov et Pichelmann, 1993).

5. Certaines des informations disponibles sur les flux bruts sont examinées dans Elmeskov et Pichelmann (1993).

6. On trouvera une analyse de plusieurs explications possibles de l’évolution pro-cyclique de la productivité de la main-d’œuvre dans Bernanke et Parkinson (1991).

7. Bertola (1990) illustre l’impact de la protection de l’emploi sur la dynamique de l’emploi dans plusieurs pays, européens principalement.

8. Leonard et Schettkat (1991) estiment que la différence entre les fluctuations du chô- mage aux États-Unis et en Allemagne tient en grande partie au fait que le système allemand permet aux travailleurs en chômage partiel de bénéficier de la garantie de revenu.

9. Pour une analyse de la sensibilité du travail indépendant à la conjoncture, voir OCDE (1986), Note C.

10. II est possible que l’accroissement de la part du travail indépendant dans l’emploi global soit notamment dû à un effet d’incitation découlant de la détérioration de la situation du marché du travail. De nombreux pays ont en outre pris des dispositions

166

pour aider les chômeurs à créer leur propre entreprise. Cependant, l’examen des faits auquel s’est livrée l’OCDE (1992) ne confirme guère, voire pas du tout, l’existence d’une relation positive entre les évolutions du chômage et du travail indépendant au cours des vingt dernières années.

11. La sensibilité de la population active à la détérioration des conditions de l’emploi ne reflète pas uniquement des cessations d’activité ou des reports de l’entrée (ou du retour) sur le marché du travail. Si, par exemp1e;elle est élevée dans des pays comme la Suisse et l’Autriche c’est peut-être, partiellement, en raison des flux migratoires cycliques des travailleurs dits (< immigrés temporaires >>.

12. II ne faut pas perdre de vue, en interprétant ces résultats, qu’ils reposent sur des observations annuelles. II semble que, dans le cas des États-Unis au moins, les entrées et les sorties de la population active, se passent, pour une part importante, selon une fréquence beaucoup plus élevée. A titre d’exemple, en 1976, 78 pour cent de ceux qui étaient sortis du marché du travail l’ont rejoint dans les douze mois (Clark et Summers, 1979).

13. Cela semble impliquer que d’autres facteurs jouent davantage que l’effet dit <<travail- leur ajouté >) qui correspond à des entrées en activité consécutives à la perte d’emploi du principal apporteur de revenu.d’un ménage. L‘existence de cet effet a été confirmée dans plusieurs projets de recherche reposant sur des données individuelles tempo- relles (Arellano et Meghir, 1992; Konig et ai., 1992; Smith, 1991).

14. Le retrait du marché du travail des travailleurs plus âgés a tendance à être plus permanent que celui des autres travailleurs, en cas de cessation d‘activité. (Pour une analyse approfondie de la participation au marché du travail et de la retraite des travailleurs plus âgés, voir OCDE, 1992.)

15. L‘indicateur de la sensibilité des salaires réels repose sur des régressions utilisant les donnees annuelles de la période 1970 à 1991 (voir Elmeskov et. Pichelmann, 1993, pour de plus amples détails).

16. A condition que la production potentielle soit définie par rapport à l’offre de main- d’œuvre et à la productivité effectives. Dans la mesure où la production potentielle est definie par rapport à l’offre de main-d’œuvre et à la productivité corrigées des influences conjoncturelles, il est évident que les variations cycliques de la productivité et de la non-participation à la vie active sont implicitement considérées comme faisant partie du sous-emploi des capacités.

17. On peut aussi avancer que les fluctuations cycliques de la productivité de la main- d’œuvre pourraient jouer un rôle. Le sous-emploi de la main-d’œuvre, sous la forme d’une réduction de la durée ou de l’intensité du travail, pourrait ainsi servir à réduire la tendance à la hausse des salaires au même titre que le chômage déclaré. Les fluctuations à court terme de la productivité de la main-d’œuvre ont souvent tenu une place importante dans les équations de taux de salaires reposant sur la courbe de Phillips, voir, par exemple, Chan-Lee et a/. (1987).

18. Cela n’affecte pas matériellement les seuils de signification des termes cités, ni l’ordre de grandeur des coefficients estimés, dans la plupart des cas. On trouvera des estimations reposant sur la définition classique des taux de chômage dans Elmeskov et Pichelmann (1993).

19. La régression de l’augmentation du taux de chômage moyen entre 1960-64 et 1985-91 sur l’indicateur de la variabilité du chômage donné dans le tableau 1, aboutit aux résultats suivants : Dcchômagei = - 0.54 + 7.55 * <variabilité du chômage>

(1.86) (2.32)

167

les erreurs-types sont données entre parenthèses sous les coefficients estimés. Deux pays se détachent toutefois par leurs résultats aberrants. Ce sont les États-Unis où le chômage, généralement très instable, n’a pratiquement pas varié pendant la période considérée et la France, où il a massivement augmenté alors qu’il est habituellement peu sensible à la conjoncture.

20. Les analyses économétriques permettent généralement très difficilement de repous- ser i’idée que les taux de chômage intègrent une valeur caractéristique égale à l’unité même si, sur le très long terme, ils fluctuent, bien sûr, dans un intervalle limité. Parmi les hypothèses qui ont été avancées pour expliquer cette persistance figurent les mécanismes liés à l’opposition travailleurs intégrésitravailleurs exclus dans la forrna- tion des salaires. Voir, par exemple, i’analyse d’Elmeskov et MacFarlan dans le présent numéro de la Revue économique de I’OCDE.

21. On ne peut à l’heure actuelle que spéculer sur les causes de l’asymétrie potentielle entre persistance du chômage et non-participation. Celle-ci pourrait être notamment due au fait que le chômage laisse des <<marques », c’est-à-dire qu’une personne ayant connu une période de chômage est défavorisée pour obtenir un nouvel emploi et influer sur son niveau de salaire par rapport à une autre qui entre en activité pour la première fois ou réintègre le marché du travail.

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