La modélisation insiste sur l’importance de l’hétérogénéité des productivités individuelles au voisinage du salaire minimum. Une estimation de l’élasticité des bas salaires au taux de chômage et l’exploitation des travaux empiriques existants permettent de conclure que cette hétérogénéité est grande, ce qui rend peu efficaces les mesures malthusiennes : cent retraits du marché du travail libèrent quarante emplois au mieux. En revanche, la baisse du coût du travail peu qualifié est efficace à long terme et peut même avoir un coût négatif ou nul pour les finances publiques.

En deux décennies d’expérimentation, le spectre des politiques de lutte contre le chômage mises en œuvre par les pays européens a atteint une grande variété. On peut cependant distinguer parmi elles deux grandes catégories. D’une part, les gouvernements ont procédé à des baisses ciblées de charges salariales afin d’augmenter la demande de travail - nous qualifierons ces politiques de “classiques”. D’autre part, des mesures parfois qualifiées en France de “malthusiennes” [1] ont visé à diminuer l’offre de travail. Cet article se propose d’évaluer et de comparer ces deux approches.

Il faut d’abord souligner que les politiques malthusiennes sont loin de se réduire à la réduction du temps de travail, mais incluent aussi des mécanismes comme les préretraites, la limitation des possibilités de cumul emploi-retraite et l’abaissement de l’âge de la retraite, ou les incitations à quitter la population active (à travers la politique familiale par exemple). De telles mesures sont plus faciles à évaluer que la réduction du temps de travail, qu’on ne peut pas considérer comme une simple diminution de l’offre de travail, car de mu ltiples aspects organisatio nnels et technologiques compliquent son analyse. Ses effets dépendent en effet de la forme des fonctions de prod uctio n au niveau in dividuel et plus généralement des gains de productivité associés à la réorganisation de la production [2].

Notre propos ne porte donc pas sur la réduction du temps de travail, mais sur les autres politiques malthusiennes, dont les enjeux paraissent plus simples [3]. Regrouper sous ce vocable des mesures très différentes les unes des autres et estimer leurs effets dans le cadre d’un modèle unique constitue bien sûr une approche très schématique, qui ignore les spécificités de chaque mesure [4]. Néanmoins, ce choix nous semble justifié parce que les politiques mentionnées ci-dessus relèvent de la même logique : elles reviennent à retirer de la population active des individus qui, au moins pour certains d’entre eux, disposeraient d’un emploi si ces politiques n’étaient pas mises en œuvre. Cela est évident dans le cas de l’abaissement de l’âge de la retraite et des règles visant à décourager le cumul emploi-retraite (depuis 1982). Mais certaines mesures relevant de la politique familiale présentent également un caractère malthusien. Par exemple, l’extension de l’Allocation Parentale d’Éducation décidée en 1994 visait, dans une optique de partage du travail, à ramener au foyer les mères de jeunes enfants (Afsa, 1996) et aurait atteint cet objectif pour plus de 100 000 d’entre elles (Piketty, 1998). Les préretraites posent des problèmes plus complexes, parce que les travailleurs âgés dont les entreprises se sont séparées en utilisant ces dispositifs n’étaient peut-être pas tous très productifs, et il n’est pas sûr qu’ils auraient occupé un emploi si ces politiques n’avaient pas étésuivies. Mais cette réserve n’est que partiellement convaincante : à moins d’attribuer la chute brutale du taux d’emploi au-dessus de 50 ans à une mystérieuse chute de productivité au-delà de cet âge, qui ne serait observée qu’en France, on peut penser qu’une partie au moins des personnes mises en préretraite auraient pu occuper un emploi [5].

Enfin, divers aspects du système français de prélèvements et d’allocations ont des effets malthusiens non désirés [6].

La question qui motive cet article est la suivante : pourquoi les politiques malthusiennes, appliquées massivement depuis plus de vingt ans en France par des gouvernements de gauche comme de droite, n’ont-elles pas tenu leurs promesses en termes de baisse du chômage ? Comment évaluer l’impact de ces politiques sur le niveau total d’emploi et comment le comparer à celui des politiques classiques de baisses de charges ?

À propos de la période 1975-1989, Layard, Nickell et Jackman (1991), constatant que les pays ayant fait l’usage le plus intensif des préretraites sont aussi ceux où le chômage a le plus progressé, commentent (page 506) :

Le mécanisme causal n’est pas clair. Mais la charge de la preuve incombe certainement à ceux qui croient qu’un usage plus important des retraites anticipées aiderait à combattre le chômage.

Si l’on considère une période plus longue, pour prendre en compte la décennie écoulée depuis l’écriture de ces lignes, le tableau général change peu. En France, le taux d’activité (c’est-à-dire d’appartenance à la population active, comme travailleur disposant d’un emploi ou comme demandeur d’emploi) des hommes entre 15 et 64 ans est passé de 84,3 % en 1975 à 74,4 % en 1999 [7]. Cette baisse de 9,9 % est l’une des plus fortes parmi les pays de l’OCDE. Seuls la Belgique, l’Italie, la Suède et le Portugal ont connu des baisses plus importantes - mais dans ces deux derniers pays, on peut les interpréter en termes de convergence vers la moyenne européenne à partir d’un niveau initial élevé. Or la France, pas plus que la Belgique ou l’Italie, ne se distingue par des performances particulièrement enviables en matière de chômage. Au contraire, l’effet cumulé de la baisse du taux d’activité des hommes et de la progression du chômage s’est traduit par une chute du taux d’emploi des hommes (dans la tranche d’âge 15-64 ans) encore plus spectaculaire que celle du taux d’activité : entre 1975 et 1999, il est passé de 81,9 % à 66,8 % [8].

Une comparaison entre la France et les États-Unis révèle de manière frappante l’impact des politiques malthusiennes. En 1999, l’écart entre les taux d’emploi français (59,8 % entre 15 et 64 ans, contre 65 % en 1975) et américain (73,9 %, contre 64 % en 1975) s’explique davantage par la différence des taux d’activité que par celle des taux de chômage : pour atteindre le même taux de chômage que les États-Unis, il faudrait créer environ 1,2 million d’emplois, mais pour atteindre le même taux d’emploi, il faudrait en créer plus de 5 millions !

La faible efficacité apparente des politiques malthusiennes peut surprendre, quelles que soient les causes auquelles on attribue le niveau élevé du chômage. Que celui-ci soit principalement keynésien (dû à une demande de biens insuffisante) ou classique (dû à une demande de travail inférieure à l’offre, en raison du niveau du salaire minimum), l’offre de travail excède la demande et les politiques publiques devraient pouvoir gérer le rationnement des emplois de manière à satisfaire certains objectifs sociaux. Par exemple, favoriser le maintien au foyer des mères de jeunes enfants accomplit une certaine égalisation parmi les ménages et les retraites anticipées se justifient si la société considère que le chômage des jeunes a un coût social particulièrement élevé.

Si le chômage est keynésien, les politiques classiques sont impuissantes, puisqu’elles agissent sur l’offre et non sur la demande, alors que les politiques malthusiennes permettent de répartir l’emploi trop rare d’une façon socialement désirable, en attendant qu’une politique de relance budgétaire ou monétaire augmente la demande. Mais une littérature de plus en plus importante (entre autres Laroque et Salanié, 2000 ; Kramarz et Philippon, 2000 ; Card et alii, 1999 ; Malinvaud, 1998) attribue au coût du salaire minimum une part importante du chômage. De plus, cette idée semble acceptée, implicitement du moins, par la majorité du monde politique, y compris, depuis peu, à gauche : en témoigne le maintien par le gouvernement actuel du dispositif de baisse des cotisations patronales sur les bas salaires décidé par le gouvernement précédent. Il est donc légitime de privilégier une analyse classique du chômage et nous adopterons cette approche. Les interprétations keynésiennes ne seront plus mentionnées dans cet article et cette exclusion peut conduire à nuancer les conclusions auxquelles il parvient.

Mais une vision classique du chômage ne suffit pas à expliquer la faible efficacité apparente des politiques malthusiennes. En effet, si une partie de la population est contrainte au chômage parce que le salaire minimum empêche l’ajustement de la demande à l’offre de travail, le niveau total de l’emploi devrait être déterminé seulement par la demande de travail et donc par son coût. Les politiques classiques, en baissant ce coût, permettent d’augmenter la demande de travail et donc le niveau d’emploi. Mais les politiques malthusiennes devraient aussi être efficaces : en retirant 100 personn es de la popu lation acti ve, elles transformeraient 100 chômeurs en inactifs, sans que soit altéré le niveau d’emploi total, déterminé seulement par la demande de travail. Les politiques malthusiennes peuvent alors apparaître comme un complément aux politiques classiques. À niveau d’emploi constant, elles permettraient d’offrir à certaines catégories de la population un statut de mère au foyer, de retraité ou de préretraité, préférable à celui de chômeur. La logique implicite est naturellement celle d’une parfaite correspondance : toute personne employée mise en retrait de la population active libère exactement un emploi, qui pourra être pourvu sans difficulté puisqu’un grand nombre de personnes, privées d’emploi en raison d’une demande de travail insuffisante, sont prêtes à “prendre la relève”.

La divergence entre les faits exposés plus haut et ce raisonnement sommaire invite à examiner plus en détail les hypothèses implicites justifiant les politiques malthusiennes. L’une de ces hypothèses est l’existence d’une population homogène d’individus peu qualifiés, dont une partie est réduite au chômage. Les chômeurs et les salariés peu qualifiés sont alors substituables les uns aux autres et une politique malthusienne, qui provoque le retrait de la population active d’une partie des salariés, libère mécaniquement pour des chômeurs les emplois qu’ils occupaient.

Mais l’analyse change profondément si les aptitudes individuelles diffèrent, même si l’on continue à attribuer au salaire minimum un rôle essentiel dans la détermination du niveau total de l’emploi. Le chômage doit alors être décrit en termes de troncation plutôt qu’en termes de rationnement : sont chômeurs les individus dont la productivité est inférieure au salaire minimum. Dans ce contexte, une politique malthusienne fonctionne moins bien : le remplacement du travail supprimé est le fait d’individus moins productifs, ce qui signifie qu’à salaire minimum inchangé, le coût d’une unité effective de travail augmente, conduisant finalement à une baisse de la demande de travail effectif et donc de l’emploi.

Notre critique des politiques malthusiennes repose donc sur l’hétérogénéité des aptitudes individuelles. Le modèle développé dans cet article prend en compte explicitement à la fois la contrainte du salaire minimum et l’hétérogénéité des aptitudes individuelles, afin de formaliser cette idée, qui relève d’un effet d’équilibre général. Il conduit à résoudre le paradoxe exposé plus haut, que l’on peut reformuler de la manière suivante : si le salaire minimum est contraignant, l’offre de travail peu qualifié, ainsi contrainte, semble infiniment élastique, puisque les chômeurs sont désireux de travailler au salaire minimum. Mais cette élasticité infinie devrait impliquer que les politiques malthusiennes sont efficaces. Or la modélisation de l’hétérogénéité individuelle permet de montrer que, même en présence d’un salaire minimum contraignant, cette élasticité n’est pas infinie, et nous montrons (lemme 1, deuxième partie) qu’il existe un lien très simple entre l’élasticité de l’offre de travail effectif contrainte par le salaire minimum et une certaine mesure de l’hétérogénéité des qualifications individuelles.

La mention de plus en plus fréquente d’une pénurie de main-d’œuvre, même pour des postes de travail peu qualifiés, alors que le taux de chômage demeure supérieur à 9 %, suggère par ailleurs que la représentation des chômeurs et des salariés peu qualifiés comme appartenant à une même population homogène est très réductrice. On peut donc espérer que la pris e en compte de l’hétérogénéité des qualifications individuelles, d’une manière plus fine que par une partition binaire entre individus qualifiés et peu qualifiés, permette une meilleure analyse des différents instruments de lutte contre le chômage.

La calibration du modèle développé dans cet article permet de répondre à la question suivante : lorsqu’une mesure malthusienne fait sortir 100 salariés de la population active, quel est le nombre d’emplois libérés pour des chômeurs (a priori entre 0 et 100) ? Inversement, si 100 individus sont incités à travailler et trouvent des emplois à des salaires proches du salaire minimum, quelle est l’augmentation de l’emploi total (a priori également entre 0 et 100) ?

Après la présentation du modèle (première partie), nous étudions les effets sur l’emploi des politiques malthusiennes et classiques (deuxième partie). Deux méthodes de calibration sont ensuite proposées (troisième partie). La première utilise des mesures existantes de l’hétérogénéité de la main-d’œuvre en France et la seconde s’appuie sur notre propre mesure du comportement cyclique des salaires réels (obtenue à partir de l’enquête-emploi de l’Insee) pour estimer directement l’élasticité de l’offre de travail effectif contrainte par le salaire minimum. Les deux méthodes conduisent à des valeurs voisines : l’importante hétérogénéité des caractéristiques individuelles se traduit par une forte sensibilité du salaire au taux de chômage, même pour les travailleurs peu qualifiés.

Ces résultats montrent combien est simpliste l’idée du partage d’un nombre fixe d’emplois. Une fois appliqués aux propositions théoriques de la deuxième partie, ils impliquent que la "libération" d’un emploi s’obtient au prix de la suppression d’au moins 2,5 emplois : si une mesure malthusienne conduit au retrait de 100 salariés peu qualifiés, 60 emplois disparaissent et seuls 40 emplois sont libérés pour des chômeurs. Si les recettes fiscales sont prises en compte, une politique malthusienne avec compensation salariale complète crée moins d’emplois, à coût donné, qu’une subvention uniforme des salaires.

Cette conclusion, si elle justifie un certain scepticisme à l’égard des politiques malthusiennes, autorise aussi une interprétation plus positive : elle éclaire le large espace qui reste pour des politiques fondées sur des programmes d’incitation au retour à l’emploi, decumul emploi-retraite, et de formation.

Plusieurs travaux (Meyer et Wise, 1983a, 1983b ; Laroque et Salanié, 2000) analysent le chômage en termes de troncation au salaire minimum d’une distribution continue d’aptitudes, mais ces modèles s’inscrivent dans un cadre d’équilibre partiel. Tout en reprenant cet élément de la modélisation, cet article se rapproche plutôt des maquettes d’équilibre général du marché du travail français (Germain, 1997 ; Piketty, 1997 ; Laffargue, 1997 ; Salanié, 2000) qui évaluent l’effet de diverses politiques en calibrant des modèles simples. Mais à la différence de l’approche que nous proposons, ces articles modélisent l’hétérogénéité par une simple partition de la population en deux ou trois groupes de qualification.

Afin de prendre en compte la continuité de la distribution des aptitudes et le caractère contraignant du salaire minimum tout en maintenant une certaine simplicité, nous avons dû simplifier le modèle par ailleurs. Il est donc à certains égards moins riche que les maquettes mentionnées ci-dessus et beaucoup trop sommaire pour prétendre constituer une description raisonnable du marché du travail en France [9]. Il faut donc considérer avec recul les estimations numériques proposées à la fin de l’article. Elles ne visent qu’à fournir un éclairage sur l’effet des politiques malthusiennes et classiques, à partir du modèle le plus simple possible permettant de prendre en compte les deux éléments qui nous paraissent essentiels, à savoir le salaire minimum et l’hétérogénéité individuelle.

Lorsqu’il travaille pour une durée l, un agent d’aptitude i ≥ 0 fournit i.l unités de travail effectif. Nous supposons que le temps de travail est imposé de manière exogène par la loi. La décision d’offre de travail est donc binaire, les agents choisissant entre l et 0.

La production totale est fonction de la quantité de travail effectif :

où f est croissante et concave [11]. Notons s la _i proportion (endogène) des agents d’aptitude i choisissant de travailler. ε ≥ 0 désigne l’élasticité _si moyenne, par rapport au salaire, de l’offre de travail des agents d’aptitude i et g(i) la densité associée à la distribution des aptitudes.

Cette économie est soumise à une contrainte de salaire minimum : les salaires nets ne peuvent être inférieurs à w (exogène). L’offre totale de travail _min effectif s’écrit alors :

Nous supposons, afin de simplifier la présentation, que le taux des charges sociales est identique à tous les niveaux de salaire, et égal à une fraction Ï„ du salaire net, c’est-à-dire à une fraction Ï„ Ï„/1 + du salaire brut [12]. Pour simplifier l’analyse nous supposons que ce taux de Ï„ Ï„/1 + s’applique également à tous les revenus [13]. Le salaire d’un agent d’aptitude i est égal à w iw=, où w désigne le i salaire net par unité de travail effectif, ce qui permet de réécrire l’offre de travail effectif :

De même, l’offre de travail, mesurée cette fois en nombre de travailleurs (et non en unités de travail effectif) s’écrit :

La demande de travail effectif ne dépend que de son coût, soit w( )1 + Ï„. Son élasticité par rapport au salaire brut, notée ε_d, s’écrit en valeur absolue :

Dans la suite de l’article, nous noterons i _min l’aptitude correspondant à w_min. Contrairement à w_min, i_min est endogène (et égal à

).

Lemme 1. L’élasticitéε_s de l’offre de travail effectif s’écrit :

où w_moy est le salaire moyen,

et

L’identité établie dans ce lemme (démontré en annexe 1) est au cœur de notre analyse, car elle relie l’hétérogénéité de la distribution des aptitudes à l’élasticité de l’offre de travail. Elle peut s’interpréter simplement, en dissociant deux types d’effets marginaux : le premier terme décrit l’effet marginal "intensif" ou comportemental (les décisions des agents pour qui la contrainte du salaire minimum n’est pas saturée), tandis que le second terme rend compte de l’effet marginal "extensif" - l’impact des changements de w sur la détermination de i c’est-à-dire sur la troncation au salaire _min minimum. ε_s est en effet une moyenne pondérée des élasticités d’offre de travail individuelles et β s’interprète comme une mesure de densité de la distribution des aptitudes au voisinage du seuil i _min correspondant au salaire minimum : une valeur élevée de βsignale la présence de nombreux agents dans un intervalle d’aptitude proche de i_min [14]_.

La marge extensive s’interprète ainsi : si β est grand, la population peu qualifiée est très homogène et, pour faire basculer le salaire d’un grand nombre d’agents au-dessus de w, une petite augmentation _min de w suffit, car beaucoup de chômeurs ont une productivité marginale inférieure detrès peu à w_min.

Considérons par exemple le cas limite d’un point-masse en i. β, et de ce fait ε_s, sont alors _min infinis. Ceci traduit l’existence d’un réservoir de chômeurs, identique à la masse des agents travaillant au salaire minimum, et eux-mêmes désireux de travailler à ce salaire. Comme nous l’avons relevé dans l’introduction, ce cas semble être conforme à la représentation implicite des défenseurs des politiques malthusiennes. N otons que si l’hétérogénéité de la population était décrite, conformément à la modélisation traditionnelle, en terme de deux groupes - qualifiés et non qualifiés -, β et ε_s seraient tous deux infinis et la discussion qui suit serait dépourvue de sens.

Nous définissons le salaire moyen à la marge de l’emploi (noté w) comme le salaire moyen des personnes qui se mettent à travailler lorsque le salaire en termes de travail effectif w augmente légèrement, soit parce que le salaire minimum devient moins contraignant, soit parce que l’augmentation du salaire qu’elles pourraient toucher les incite à travailler. La dérivation de (2) permet de calculer l’élasticité de l’offre de travail mesurée en nombre d’individus et le salaire moyen à la marge de l’emploi.

Lemme 2. L’élasticité par rapport à w de l’offre de travail mesurée par le nombre de salariés est

$ε β s +

où

Le salaire moyen des agents à la marge de l’emploi s’écrit

En général, $ ε ε s s ≠ car $ε_s à la différence de ε_s, ne pondère pas les élasticités par aptitude.

Remarquons aussi que si les chômeurs le sont tous involontairement (de sorte que $ε_s = 0), alors w et w sont identiques : les personnes à la marge de _min l’emploi sont celles pour lesquelles la contrainte du salaire minimum joue (et non pas celles qui sont indifférentes entre travail et chômage).

Certains des résultats théoriques suivants, et l’en semble des ap plications n umériques, proviendront de l’application du modèle au cas où w est voisin de w. Une telle hypothèse correspond à _min l’idée que le chômage européen est de nature principalement involontaire [15]. Elle reste cependant compatible avec une situation de chômage partiellement volontaire si l’offre de travail des individus peu qualifiés est nettement plus élastique que celle des plus qualifiés. L’hypothèse selon laquelle w est voisin de w semble justifiée dans le _min cas français [16]. Pour prendre en compte dans la suite de l’article le coût des allocations de chômage et des prestations sociales (comme le RMI), nous notons r le ratio de remplacement moyen des chômeurs à la marge de l’emploi : ces chômeurs perçoivent en moyenne rw.

Démonstration. Supprimer un montant d’heures correspondant à α % de la masse salariale revient à diminuer l’offre effective de travail de α % (en termes relatifs). Si le taux d’imposition Ï„, le salaire par unité effective de travail est w( )1 + Ï„ et la demande de travail s’écrit D w f w( ( )) ( ( ))1 1 1 + = '+ - Ï„ Ï„.

Notons L^* et w^* les valeurs prises par L et w à l’éq uilibre initial (données p ar D w S w L( ) ( ) ) * * * = =. La condition d’équilibre qui donne la valeur de (L,w) après application de la mesure malthusienne est

ou

On en déduit la variation dL du volume effectif de travail

La baisse de la production est donc donnée par

ce qui établit (i). Si dL_new est le volume de travail effectif fourni par les nouveaux salariés, l’identité

implique

d’où

ce qui établit (ii). Prouvons maintenant (iii). Quel est le coût pour l’État de la suppression d’un montant d’heures correspondant à α % de la masse salariale, si le taux de compensation est λ ? Le montant des compensations versées s’élève à λα w L * *, pour un changement de recettes fiscales de

Le coût total est donc

Les nouveaux emplois étant au nombre de

le coût par emploi créé est [( ) ]w_dsds 11 1 + + - - ε ε λ ε ε Ï„ si l’on ne tient pas compte de la diminution du budget des allocations-chômage, qui rapporte rw par emploi libéré, d’où u n coût total de [( ) ]w r d s d s 11 1 + + - - - ε ε λ ε ε Ï„ par emploi libéré. Cqfd

On peut bien entendu formuler ces résultats à rebours, en s’intéressant à l’effet d’un accroissement exogène de l’offre de travail (dû par exemple à des procédures de recherche d’emploi plus efficaces pour les chômeurs ou encore à la possibilité de cumuler revenu d’activité et retraite sans faire face à un taux d’imposition marginal trop élevé). Ainsi, dans une situation où le chômage est entièrement involontaire (  )w w=, faire entrer dans la min population active X nouveaux agents conduit à la destruction de

emplois ailleurs, ce qui signifie finalement un gain d’emplois de

[17]

Ce dernier coefficient s’interprète aisément : lorsque ε_s croît, l’économie devient conforme à la représentation implicite des défenseurs des politiques malthusiennes. À la limite, pour une élasticité ε_s infinie (qui s’interprète comme l’existence d’une population homogène d’individus peu qualifiés), le nombre d’emplois supprimés est compensé exactement par les créations induites (en unités de travail efficient) et la production agrégée ne change pas. Dans un tel cas, les politiques malthusiennes sont efficaces, tandis qu’une mesure incitative au retour à l’emploi se traduira par une simple réallocation, à niveau d’emploi total efficient inchangé. Naturellement, un résultat inverse prévaut si ε_s est petit [18].

Par ailleurs, plus la demande de travail est in élastique (ε petit), plus les po litiques _d malthusiennes s’avèrent efficaces. En effet, même en présence d’une population fortement hétérogène (conduisant à une petite valeur de ε_s ), la hausse du coût du travail provenant du remplacement des heures supprimées par des travailleurs moins productifs a peu d’impact sur le niveau d’emploi total si la demande de travail est suffisamment inélastique.

Notons par ailleurs que si les personnes retirées du marché du travail perçoivent un revenu supérieur aux allocations de chômage auxquelles elles auraient droit (c’est-à-dire si λ est supérieur à r), une mesure malthusienne est coûteuse : l’économie induite par la diminution des allocations de chômage ne suffit pas à compenser l’effet cumulé de l’indemnisation des personnes retirées du marché du travail et de la perte de recettes due à la diminution de la production agrégéee.

On voit donc que les caractéristiques de la demande de travail qui assurent l’efficacité des politiques malthusiennes sont exactement inverses de celles qui sont requises pour le succès de mesures “classiques” de réduction des charges (voir plus bas).

Proposition 2. Baisser les charges sociales de α % (en proportion du coût salarial total payé par les entreprises) se traduit par

Démonstration. Sup posons q ue le taux d’imposition du salaire brut est diminué de α%. La nouvelle valeur d’équilibre de w vérifie

tandis que les valeurs initiales L^* et w^* satisfont

On a donc

et

La variation de la production totale est égale à la variation du travail effectif multipliée par le salaire payé par les employeurs, soit :

c’est-à-dire (i). Comme dans la preuve de la Proposition 1,

ce qui prouve (ii). Enfin, diminuer les charges deα% en termes de salaire brut coûte α Ï„w_moy ( )^* 1 + Λ, pour un nombre d’emplois créés égal à

Comme tout nouvel emploi augmente en moyenne les recettes fiscales de Ï„w et fait économiser rw au système d’assurance-chômage, le coût moyen par emploi créé est (( )( ) )w r d s ε ε Ï„ Ï„ - - + + - - 1 1 1 ce qui achève la démonstration de (iii). Cqfd

Conformément à l’intuition, le nombre d’emplois créés dépend positivement à la fois des élasticités de demande et d’offre de travail. On peut remarquer que le coût des politiques classiques peut être négatif, si les recettes fiscales engendrées par les nouveaux emplois et les économies réalisées par le système d’allocations de chômage sont supérieures au mon tant des baisses cons enties. Lorsque w w= (par exemple si le chômage est entièrement _min involontaire), seule importe la baisse des charges au niveau du salaire minimum. Dans cette situation, diminuer de α% le coût du salaire minimum a le même effet qu’une réduction uniforme de α%. Appliquée à ce cas, la proposition 2 devient :

Proposition 3. Supposons _min w w=. Une baisse de charges qui fait diminuer de α% le coût du salaire minimum provoque

On peut rendre plus intuitive l’assertion (iii) en relevant les cas suivants : une baisse uniforme du taux de taxation correspond à

une réduction uniforme en niveau à δ =1, et une atténuation au-delà de w à δ < 1. Ce résultat _min permet aussi de caractériser l’effet sur l’emploi total de changements du niveau du salaire minimum lorsque le chômage est principalement involontaire. En effet, lorsque _min w w=, on tire de (ii) :

Corollaire. Supposons que ε = 0 de sorte que _s w w=. L’élasticité de l’emploi total Λ par _min rapport au salaire minimum, notée-e vaut

Les deux types de mesures sont d’autant plus efficaces que ε_s est grand ; en revanche, si cette élasticité est nulle, il n’y a plus de travailleurs marginaux au voisinage du seuil d’aptitude i ce _min qui condamne toute mesure, classique ou malthusienne. Remarquons aussi que la prise en compte des changements de recettes fiscales induits par la variation de la production agrégée joue en faveur des politiques classiques, puisque celles-ci, contrairement aux mesures malthusiennes, provoquent une augmentation de la production agrégée.

Avant d’aborder la portée pratique de ces résultats, il convient de justifier notre choix de restreindre la discussion à des effets de court terme. Dans un monde où le capital est mobile et s’ajuste à long terme, le taux d’intérêt, et de ce fait également w (si la fonction de production agrégée a des rendements constants), sont déterminés à long terme par l’équilibre international. Cette invariance à long terme de w condamne à l’avance les politiques malthusiennes : une heure artificiellement supprimée ne sera jamais remplacée, ne serait-ce que partiellement. Au contraire, les politiques classiques sont plus favorables à long terme : une baisse du coût du travail augmente la profitabilité du capital, donc le stock de capital, donc les salaires nets-le coût du travail revenant ainsi à son niveau d’équilibre. La réalité est moins extrême, ne serait-ce qu’en raison de l’existence d’autres facteurs de production, moins mobiles que le capital, comme le travail qualifié. Mais il reste vrai que les élasticités de demande sont plus grandes dans le long terme, ce qui conduit, si l’on procède à des comparaisons dans le long-terme, à une appréciation très défavorable aux politiques malthusiennes. Cependant, l’importance des phénomènes d’hystérèse en Europe (Blanchard et Summers, 1987) suggère que les effets de court terme peuvent être très persistants et peut justifier une limitation de l’analyse au court terme.

Cet intervalle est très proche de la valeur de 0,4 estimée dans le paragraphe précédent. Par ailleurs, Laroque et Salanié (2000) excluent de leur échantillon les jeunes (qui sont moins bien payés et dont l’offre de travail est généralement considérée comme étant plus élastique) et les personnes qui travail lent à temps partiel (elles aussi surreprésentées au sein des bas salaires). La prise en compte de ces catégories ferait probablement monter l’estimation de ε_s au-dessus de 0,3, de sorte que la valeur de 0,4 semble raisonnable.

ou en termes de nombre d’emplois

Si l’on suppose que les variations du taux de chômage, ces dernières années, résultaient principalement des mouvements de la demande de travail, (3) indique qu’il suffit d’estimer l’élasticité des salaires aux variations du taux de chômage [21].

Cette méthode indirecte est valide si l’on considère qu’une modélisation du marché du travail en termes d’équilibre entre l’offre (contrainte par le salaire minimum) et la demande décrit de manière pertinente les fluctuations de court terme. En revanche, une approche attribuant aux négociations salariales un rôle important pour expliquer les variations des salaires à court terme (cf. par exemple la section 3 de Gianella, 2000) conduirait à rejeter le lien postulé ici entre élasticité de l’offre de travail et sensibilité des salaires au taux de chômage. Bien que cette remarque puisse justifier une certaine réserve, nous pensons que cette méthode peut compléter utilement les estimations présentées plus haut. De plus, nous mesurons le lien entre salaires et chômage à partir d’une population d’"outsiders" du marché du travail, pour lesquels la négociation salariale pèse sans doute d’un poids moindre que pour la moyenne des salariés (voir plus bas).

Afin de prendre en compte les changements de composition de la main d’œuvre en fonction du taux de chômage, il faut mesurer les variations de salaire à caractéristiques individuelles données. Cela demande de pouvoir contrôler les caractéristiques individuelles, ou mieux encore, d’avoir recours à des données de panel, fournissant l’évolution salariale de chaque individu. Il existe peu d’estimations de ce type pour la France (alors que de nombreuses études sur le marché du travail américain ont recours à des panels) [22]. Nous présentons donc nos propres résultats, obtenus à partir de l’enquête-emploi de l’Insee.

Dans quelle mesure des variations du salaire affectent-elles le niveau d’emploi désiré par les entreprises ? C’est suivant cette dimension que nous abordons ici la relation entre emploi et salaires. Le marché du travail français se caractérise par la séparation entre un groupe nombreux d’insiders, relativement bien abrités des dynamiques du marché par des coûts de licenciement élevés, et une population plus restreinte d’outsiders soumis à des transitions fréquentes entre chômage et emploi (voir par exemple Cohen et Dupas, 2000). Dans cet environnement dual, c’est essentiellement par des variations du taux d’emploi des outsiders qu’est déterminé à la marge le niveau d’emploi. Conformément à cette vue, Abowd et alii (1999) montrent que les entreprises françaises ajustent leur niveau d’emploi par des changements du taux d’embauche, le taux de licenciement variant lui très peu. Nous allons par conséquent nous intéresser au comportement cyclique du salaire des outsiders : nous restreignons nos observations aux personnes qui, pour chacune de deux années consécutives où elles figurent dans l’enquête-emploi, se déclarent employées par leur entreprise depuis moins d’un an (ce qui signifie notamment qu’elles ont changé d’entreprise entre les deux enquêtes). Bien qu’une telle restriction soit susceptible d’engendrer des biais de sélection, nous pensons que ceux-ci sont sans doute moins graves que dans des estimations d’équations de salaires, dans la mesure où nous estimons des variations et non des niveaux. On peut en effet supposer que l’hétérogénéité individuelle, qui affecte certainement les niveaux de salaire, a un impact plus faible sur leurs variations dans le temps [23].

L’enquête-emploi permet de constituer des panels sur deux ans, à partir de 1990 (des données précises sur les salaires ne sont pas disponibles pour les années antérieures) [24], que nous juxtaposons de 1990-1991 à 1997-1998. Nous estimons alors l’équation suivante sur la population constituée des individus âgés de 19 à 55 ans (la première année) qui se déclarent employés depuis moins d’un an à plein temps (et ce pour les deux années), dans une entreprise du secteur privé, et dont le salaire la première année est compris entre w_min et 2w_min [25]_:

où w est le salaire de l’individu i en l’année t, w_t et _it w désignent respectivement le taux de chômage _tmin, et le salaire minimum réel en t, X est un vecteur de _it variables individuelles (âge et sexe) et ε est le terme _it d’erreur. Nous estimons aussi la même équation en incluant un trend annuel [26]. Les résultats des différentes régressions sont fournis dans l’annexe 2 : suivant les variables de contrôle, nous obtenons des estimations de C comprises entre 1,16 et 1,96. Du fait de la taille réduite de l’échantillon et du nombre limité d’années (nous n’observons que 8 valeurs de ( )u u t - ), l’erreur standard est élevée (entre 0,75 t_-1 et 0,85). Il est cependant remarquable que les valeurs de C obtenues par cette méthode conduisent à une estimation de ε_s extrêmement proche de celles obtenues précédemment par une méthode très différente. L’équation (3) implique en effet :

où la dernière inclusion découle del’appartenance de C à l’intervalle [1,16 ; 1,96] (nous substituons u = 0,1). Cet intervalle est quasiment identique à celui que nous avions trouvé en utilisant notre mesure grossière de l’hétérogénéité de la main-d’œuvre ou celle de Laroqueet Salanié (2000).

Malgré la robustesse limitée de cette estimation de la cyclicité des salaires (à cause des écarts-types élevés, de l’absence de prise en compte des allégements de charges récents, et des problèmes théoriques mentionnés plus haut), la coïncidence des deux estimations de e_s issues de méthodes différentes, peut conduire à leur accorder une certaine confiance. Notons également qu’elles impliquent une élasticité “comportementale” peu élevée, puisque celle-ci est mesurée, en principe, par la différence entre la valeur issue de la mesure de la cyclicité des salaires (qui évalue directement ε_s ) et celle trouvée à partir de Laroque et Salanié (2000), qui estimait seulement le terme provenant de la marg e extensive. Cette faible élas ticité comportementale d’offre de travail rejoint les résultats dePiketty (1998) et semble confirmer que le chômage est principalement involontaire [27].

La forte sensibilité des salaires réels au chômage apparaît clairement sur la figure 1 qui représente les variations du salaire moyen de l’échantillon considéré dans les régressions. Elle indique à quel point une petite baisse du chômage est cause immédiate de tensions sur le marché du travail : les trois hausses les plus importantes du salaire moyen ont eu lieu en 1990-1991,1994-1995 et 1997-1998, qui sont précisément les meilleures années en terme de baisse de chômage. De même, pendant l’expansion avortée de 1994-1995, la brève mais forte baisse du chômage semble avoir provoqué une forte hausse des salaires des outsiders, même peu qualifiés, malgré la diminution en termes réels du niveau du salaire minimum entre mars 1994 et mars 1995 [28].

Ceci fournit peut-être l’illustration la plus convaincante de notre critique des politiques malthusiennes : toute tentative de résorption du chômage se fondant sur des sorties forcées de la population active conduit à une pression à la hausse des salaires et en définitive à une baisse du niveau d’emploi total. Ces résultats font écho au fréquent constat de pénurie de main-d’œuvre dont font état les entreprises dès que le taux de chômage approche la barre des 10 % - et ce, même pour des emplois relativement peu qualifiés [29].

Les différentes méthodes appliquées dans cette section conduisent à des valeurs de ε_s comprises entre 0,25 et 0,4. Dans les applications numériques qui suivent, nous substituerons ε_s = 0 4,, choix qui va à l’avantage des politiques malthusiennes et renforcedonc toute conclusion critiqueà leur égard.

Nous supposerons donc, pour simplifier, qu’il existe une aptitude limite i telle que les individus d’aptitude inférieure à i fournissent du travail peu qualifié et les autres du travail qualifié. Plus précisément, nous supposons que la fonction de production est de la forme h L m L K u s ( , ( , )), où h et m sont des fonctions homogènes de degré zéro, et L et Λ j u( = ou j = s ) _jj sont respectivement la quantité de travail de type j et le niveau d’emploi des individus de type j, donnés par

Comme nous supposons que w w= (ce qui traduit _min la faible valeur des élasticités comportementales d’offre de travail), la seule variable importante pour déterminer l’effet du coût du travail peu qualifié sur le niveau d’emploi est le nombreα tel que si l’emploi total augmente de 1 %, et si tous les travailleurs nouveaux ont une aptitude proche de i, alors la _min productivité marginale du travail peu qualifié baisse de α%.

Nous montrons en annexe que la relation entre salaires des peu qualifiés et niveau d’emploi, à court terme (c’est-à-dire en supposant constants le stock de capital et la quantité de travail qualifié) est la même que celle prédite par notre modèle en substituant pour ε_d la valeur

où σ est l’élasticité de substitution entre le travail peu qualifié et la combinaison du capital et du travail qualifié, s_u est la part de la rémunération du travail peu qualifié dans la production totale et w_u est le salaire moyen des travailleurs peu qualifiés. Si on définit ces derniers comme la moitié la moins bien payée des salariés, l’enquête-emploi de 1998 indique que leur salaire moyen est environ 60 % du salaire moyen de l’ensemble des salariés. La part de la rémunération des travailleurs peu qualifiés dans la production totale est

où s est la part du travail dans la production totale. (4) s’écrit donc

Après substitution des valeurs

cette expression devient

ε _d = 0 , 37 σ

Les estimations de l’élasticité de substitution σ varient beaucoup, mais la plupart des valeurs trouvées sont compris es entre 0,7 et 2,5 (Hamermesh, 1993, chapitre 3) [30]. Nous retenons la moyenne de ces deux bornes, soit 1,6, ce qui conduit à l’estimation

ε_d ≈ 0 , 6

Politiques malthusiennes. On déduit de la proposition 1 :

Politiques classiques. On déduit de la proposition 3 :

Selon ces estimations, les baisses de charges sur les bas salaires sont beaucoup plus efficaces que les politiques malthusiennes et une politique encourageant le retour à l’emploi aurait un effet important sur le niveau total d’emploi.

La comparaison est encore plus défavorable aux politiques malthusiennes si l’on considère les politiques de réduction des charges effectivement appliquées. Ainsi, l’exonération de charges mise en œuvre en France à partir de 1996 décroît linéairement au-dessus du Smic, pour s’annuler à 133 % du Smic. Une telle politique aurait coûté au moins quatre fois plus si elle avait pris la forme d’une subvention uniforme. En substituant δ = 0 25,, on trouve que la hausse des recettes fiscales induite par l’augmentation de la production excède la perte de recettes directe due à la baisse des charges, ce qui signifie que cette mesure a pu rapporter de l’argent aux finances publiques.

Par ailleurs, l’estimation de ε plus haut est sensible _d à la définition du travail non qualifié. Comme Piketty (1997), nous considérons la moitié la moins bien payée des salariés, alors que d’autres travaux (Malinvaud, 1998; Audric et alii, 2000; Laffargue, 2000) adoptent une définition plus restrictive (environ 20 % des salariés), qui conduirait, si nous la retenions, à une estimation plus basse de ε_d [33]_.

Il faut sans doute prendre en compte un autre facteur, absent du modèle : on peut penser que l’ajustement de la demande de travail à une baisse de son coût est assez lente. L’asymétrie trouvée par Kramarz et Philippon (2000) entre l’effet positif des baisses de charges sur l’emploi et l’effet négatif, mais surtout beaucoup plus fort, des augmentations du Smic, va dans ce sens. Plus généralement, les interprétations “classiques” du chômage français suggèrent un ajustement assez long de la demande de travail, puisque la forte hausse du salaire minimum a eu lieu au cours de la période 1968-1981, alors que le chômage des moins qualifiés a continué à augmenter fortement dans les années quatre-vingt et quatre-vingt-dix. Cette remarque peut conduire à rééquilibrer quelque peu l’appréciation relative des politiques malthusiennes et classiques. Dans la mesure où les politiques malthusiennes consistent à libérer des postes de travail existants, et non pas, comme les politiques classiques, à en créer de nouveaux, on peut penser que la lenteur de l’ajustement de la demande de travail nuit moins à leur efficacité de court terme.

Notons cependant que la comparaison des politiques malthusiennes et classiques reste favorable à ces dernières, même si les élasticités retenues sont modifiées de manière significative. Par exemple, si l’on divise par 2 la valeur retenue pour l’élasticité de la demande de travail (c’est-à-dire si on substitue ε = 0 3, au lieu de ε = 0 6, ), on trouve que l’État, _dd pour libérer un emploi, doit en supprimer 1,75, et le coût par emploi libéré (dans le cadre d’une compensation totale) dépasse 2,7 fois le salaire minimum, tandis qu’un mécanisme de baisse des charges comme celui mis en œuvre en 1996 ne coûterait que 0,15 fois le salaire minimum par emploi créé.

Remarquons aussi que l’appréciation des mesures malthusiennes devient encore plus négative si l’on suppose qu’elles concernent en partie des travailleurs qualifiés : la complémentarité entre travail qualifié et peu qualifié implique en effet qu’une diminution de la quantité de travail qualifié diminue la demande de travail peu qualifié.

Symétriquement, si 100 chômeurs, 100 retraités ou 100 mères au foyer sont encouragés à occuper un emploi, ils ne prennent pas la place de 100 autres personnes, mais seulement de 40, alors que 60 emplois nets sont créés - et plus encore à long terme après l’ajustement à la hausse du stock de capital. Des mesures fiscales ou des modifications de la politique familiale rendant le travail plus attrayant financièrement [34], une aide plus efficace à la recherche d’emploi, ou une facilitation du cumul emploi-retraite auraient donc sans doute des effets très positifs sur le niveau d’emploi total.

Selon plusieurs travaux empiriques menés aux États-Unis, de telles mesures produisent leurs effets assez rapidement [35]. Elles peuvent donc compléter utilement des politiques de baisse de coût du travail, dont l’effet peut être lent.

Toutefois, parce qu’elles provoquent une augmentation de l’emploi peu qualifié, de telles mesures peuvent à court terme avoir un effet négatif sur les bas salaires, ultérieurement résorbé par l’accumulation de capital. Cet enchaînement a été illustré par le choc d’offre de travail subi par Israël dans les années quatre-vingt-dix avec la soudaine immigration russe : après une brève période caractérisée par une augmentation du chômage (accompagnée toutefois d’une forte augmentation de l’emploi total) et une baisse des salaires réels, l’afflux de capital a ramené, après plusieurs années, les salaires et le taux de chômage à leurs niveaux antérieurs (Blanchard et Zeira, 2000). Cet exemple souligne que si le maintien des salaires réels est une condition politique nécessaire, la sortie de la logique malthusienne demande, à court terme, des mesures fiscales favorables aux bas salaires et, à moyen terme, une facilitation de l’investissement pour accélérer l’ajustement à la hausse du stock de capital [36]. Dans la mesure où la politique monétaire a un impact sur le niveau de l’investissement, cet argument met en lu mière une certaine complémentarité entre la politique monétaire et les diverses mesures “anti-malthusiennes” évoquées plus haut. Celles-ci seraient donc facilitées par une certaine coordination entre pays européens.

Par définition,

et

. La dérivation de (1) par rapport à w permet de calculer l’élasticité ε_s de l’offre de travail effectif :

d’où le résultat.

Estimation de ε_s d’après les résultats de Laroque et Salanié (2000)

Laroque et Salanié établissent d’abord que les mouvements du niveau d’emploi sont essentiellement dus à des changements dans le degré de saturation de la contrainte de salaire minimum donc à des variations du chômage involontaire. Ceci signifie que ε_s est petit comparé à β, donc que nous pouvons appliquer le corollaire de la Proposition 3. Ils modélisent alors une économie où la productivité individuelle dépend uniquement des caractéristiques de l’individu (et d’un terme aléatoire) et non du nombre de travailleurs actifs. Ceci revient à supposer que le salaire par unité effective de travail est constant donc que ε_d =∞ [37]. En se basant sur cette hypothèse et l’équation de participation qu’ils trouvent, Laroque et Salanié estiment que l’élasticité de l’emploi total par rapport aux variations du salaire minimum est d’environ-0,6, puisqu’ils estiment que la baisse du coût du travail de 12 % décidée au milieu des années 1990 devrait augmenter l’emploi de 7,7 % dans la population qu’ils considèrent (ils en attendent 490 000 emplois nouveaux, à partir d’un niveau de 6 350 000 emplois à temps plein dans la tranche 25-49 ans). En substituant cette valeur dans le corollaire de la Proposition 3, on obtient en tenant compte de

formule que nous utilisons.

Calcul de ε_d

Selon notre modèle avec un seul type de travail, augmenter le nombre de travailleurs de 1 %, en supposant que les nouveaux travailleurs ont une aptitude i_min, revient à augmenter de

la quantité de travail effectif et donc à diminuer de

la productivité marginale de chaque travailleur.

S’il existe en fait deux types de travail (qualifié et peu qualifié), alors augmenter de 1 % le nombre de travailleurs, en supposant que les nouveaux travailleurs ont une aptitude i_min, revient à augmenter de

la quantité de travail peu qualifié, où w_u est le salaire moyen des travailleurs peu qualifiés. Nous cherchons donc à savoir de combien la productivité marginale des travailleurs peu qualifiés diminue lorsque la quantité de travail peu qualifié augmente de

à quantité inchangée de travail qualifié et de capital.

Une telle augmentation revient à une augmentation de

du rapport entre la quantité de travail peu qualifié et de la combinaison capital - travail qualifié. L’élasticité de substitution entre ces facteurs est σ, donc le rapport de leurs productivités marginales diminue de

Si p L p K u u K,, , désignent respectivement le prix (ou la productivité marginale) et la quantité de travail non qualifié, et le prix et la quantité de la combinaison capital - travail qualifié, on a donc

Par ailleurs, l’hypothèse (habituelle) d’une technologie à rendements constants implique L dp Kdp u u K + =0, d’où

où

est la part de la rémunération du travail peu qualifié. Substituée dans (5), cette identité implique

Augmenter de 1 % le nombre de travailleurs conduit donc à une dimi nution de

de la productivité marginale du travail peu qualifié, donc une baisse de 1 % de w provoque une augmentation de l’emploi total de

Dans notre modèle, une augmentation de l’emploi total de α% (en supposant les nouveaux emplois pourvus par des salariés proches du salaire minimum) équivaut à une augmentation de

de la quantité de travail effectif. Une baisse de 1% de w provoque donc une augmentation de

de la quantité de travail effectif, d’où

Nombre d’individus : 1628 (chacun observé 2 années consécutives).

Variable indépendante :

Nous reportons ci-dessous les coefficients obtenus sur les différentes variables dépendantes (erreurs standard entre parenthèses).