Peut-on mettre en œuvre une politique de réduction du chômage qui ne se traduise pas par un accroissement de la pauvreté ? À première vue, une analyse sommaire de dispositifs tels que l’assurance chômage, le revenu minimum ou le salaire minimum, suggère plutôt une réponse négative. Pourtant, un examen plus approfondi de la question permet de reconsidérer la réponse. En particulier, l’allocation univ erselle, qui v erse inconditionnellement à tous les individus un même revenu forfaitaire, semble posséder des propriétés très intéressantes, notamment lorsqu’on la compare avec l’allocation chômage. C’est pourquoi de nombreuses études ont récemment été consacrées à l’impact de la mise en place d’une allocation universelle.

Dans un cadre de fiscalité optimale où le chômage est volontaire et où les travailleurs ont des productivités hétérogènes, Piketty (1997), Bourguignon et Chiappori (1998) ou d’Autume (2002) montrent l’existence de trappes à pauvreté extrêmement importantes dans le système fiscal français. Ce dernier se caractérise en particulier par des taux marginaux d’imposition très élevés pour les bas revenus, entraînant une très faible incitation à l’acceptation d’un emploi. D’une part, la présence de minima sociaux tels que le Revenu Minimum d’Insertion (RMI) ou l’Allocation Spécifique de Solidarité (ASS) permet d’expliquer la présence de taux marginaux proches de l’unité. D’autre part, le versement des allocations de chômage s’interrompt dès la reprise d’un emploi, accroissant ainsi le caractère désincitatif du système. Comparé à cela, un système d’allocation universelle permettrait de limiter considérablement ces inconvénients car la reprise d’un emploi s’accompagnerait du maintien de l’allocation universelle.

Tous ces travaux peuvent être critiqués par le fait qu’ils ignorent le comportement des entreprises et les mécanismes de formation des salaires. Diverses contribution, dont Cahuc et Lehmann (2002) ou Boone et Bovenberg (2001), montrent pourtant dans un cadre où offre et demande de travail sont endogènes, que l’incitation de l’offre de travail peut permettre des créations d’emplois substantielles. En rendant la recherche d’emploi plus intéressante pour les chômeurs, on peut espérer un processus d’appariement plus efficace, un déplacement de la courbe de Beveridge vers le Sud-Ouest et donc une hausse de l’emploi.

Van der Linden (2002,2000 et 2001), Algan (1995) et Cheron (2000 ) se sont intéressés aux conséquences de l’allocation universelle dans des contextes où les décisions des entreprises et la formation des salaires jouent un rôle prépondérant, mais où en revanche, les travailleurs sont ex ante homogènes [1]. Cette littérature montre que pour un même rapport entre les revenus nets des travailleurs et des chômeurs, un système d’allocation universelle implique un taux de chômage plus faible qu’un système traditionnel d’indemnisation du chômage. Ceci s’explique par le fait que la présence d’une allocation universelle positive rend le résultat des négociations salariales moins crucial pour les travailleurs, ce qui réduit la pression salariale, et donc le chômage. En effet, le salaire négocié ne représente plus qu’une fraction du revenu des travailleurs et non plus la totalité. On retrouve ainsi une propriété classique des modèles de négociations salariales : une taxation plus progressive réduit à la fois les salaires négociés et le niveau du chômage (voir par exemple Malcomson et Sartor, 1987 ; Lockwood et Manning, 1993 ; Holmlund et Kolm, 1995 ou Pissarides, 1998). La mise en place d’une allocation universelle apparaît alors comme une façon simple d’implémenter une telle réforme. La contribution d’Algan (2000) s’intéresse à la dynamique transitoire de l’économie. Les simulations présentées suggèrent que les effets bénéfiques de l’allocation universelle en termes de baisse du chômage seraient obtenus assez rapidement. Chéron (2000) propose une étude similaire en utilisant un modèle d’appariement dans lequel les salaires sont négociés et où le comportement de recherche d’emploi des chômeurs rentre en ligne de compte. Il montre que pour un niveau donné du taux de taxe, le remplacement de l’allocation de chômage par une allocation universelle permet une baisse importante et rapide du chômage. Si en revanche, c’est le rapport entre le revenu des travailleurs et celui des chômeurs qui est fixé, l’alourdissement des taxes réduit les effets favorables du remplacement de l’allocation de chômage par une allocation universelle.

La principale critique que l’on peut adresser à ces études est qu’elles ne prennent en compte qu’une source d’inégalités : la distinction emploi-chômage. Il semble donc indispensable d’étudier les conséquences de l’allocation universelle dans un cadre plus riche où les travailleurs seraient hétérogènes. En particulier, dans la plupart des pays de l’OCDE, les travailleurs sont d’autant mieux rémunérés et d’autant moins exposés au risque de chômage qu’ils sont fortement qualifiés. Il semble donc que la qualification des travailleurs constitue une dimension d’hétéro gén éité qu ’il est particulièrement pertinent de prendre en compte pour étudier les problèmes d’inégalités et de redistribution.

Van der Linden (2000) considère à ce titre une économie avec deux types de travailleurs : des travailleurs qualifiés dont le salaire est négocié et des travailleurs non qualifiés dont le revenu est déterminé par un salaire minimum. Il compare alors les effets d’un abattement forfaitaire des charges sociales patronales et de la mise en place d’une allocation universelle. Les deux politiques réduisent la pression salariale et donc le taux de chômage en rendant le système de prélèvement plus progressif. Mais l’allocation universelle réduit également le chômage en rendant l’emploi plus intéressant. Elle présente cependant l’in conv énient d’être potentiellement plus coûteuse si elle étend le bénéfice de l’indemnisation du chômage aux inactifs.

Cet article s’inscrit dans la lignée de Van der Linden (2000) où l’auteur étudie l’impact de l’allocation universelle dans une économie avec deux types de qualifications. Le modèle de base est celui de Pissarides (1990) dans lequel le chômage provient de l’imperfection du processus d’appariement entre entreprises et travailleurs. Nous nous intéressons essentiellement aux interactions entre l’allocation universelle et le salaire minimum. En effet, la question de l’interaction avec les systèmes d’indemnisation du chômage est appréhendée en profondeur par Van der Linden (2002). Il distingue d’une part uneallocation universelle partielle, qui est d’un montant inférieur au niveau des allocations de chômage et qui n’affecte pas directement le revenu des chômeurs et une allocation universelle totale dont le montant est supérieur au niveau des allocations de chômage et qui bénéficie de façon symétrique aux chômeurs et aux travailleurs. Van der Linden (2001) compare par ailleurs les effets de l’allocation universelle selon qu’elle bénéficie ou non aux inactifs. Par rapport à ces différentes variantes, nous reprenons le principe d’une allocation universelle partielle se substituant Euro pour Euro au niveau des allocations de chômage. En revanche, nous ne nous intéressons pas à l’opportunité de verser l’allocation universelle aux inactifs. Néanmoins, nous appréhendons le fait que les jeunes qui arrivent sur le marché du travail en ne bénéficiant ni des allocations chômage, ni des minima sociaux bénéficient de l’allocation universelle.

Nous procédons à des simulations numériques de la mise en place d’une allocation universelle d’un montant de 200€ par mois (environ 1 312 F). Nous considérerons trois situations types. Dans la première, les salaires des travailleurs qualifiés et non qualifiés sont négociés. Le taux de chômage baisse d’environ 1,4 point, le bien-être des travailleurs non qualifiés augmente d’environ 4,5 % tandis que celui des qualifiés diminue de 2,5 %. L’allocation universelle semble donc capable de réduire à la fois le chômage et les inégalités.

Dans les deux autres situations, le salaire des travailleurs non qualifiés est déterminé par un salaire minimum. Les conséquences de l’allocation universelle dépendent alors de la façon dont interagissent allocation universelle et salaire minimum. Deux cas polaires peuvent être distingués selon que l’allocation universelle se substitue ou non au salaire minimum.

On peut tout d’abord considérer que la législation sur le salaire minimum définit un minimum pour le revenu net des travailleurs après transferts (i.e. salaire versé + allocation universelle). Une hausse de l’allocation universelle se traduit alors par une baisse Euro pour Euro du salaire brut versé par les entreprises aux salariés non qualifiés et par le maintien de leur revenu. Les conséquences de l’allocation universelle sont alors plus intéressantes en termes de baisse du chômage (une baisse de 1,8 points ) et mo ins intéressantes en termes d’amélioration du bien-être des non-qualifiés (une hausse réduite à 0,38 % pour les employés et à 0,47 % pour les chômeurs).

On peut en revanche considérer que la législation sur le salaire minimum définit un minimum pour le salaire brut des travailleurs avant transferts. Une hausse de l’allocation universelle se traduit alors par une hausse Euro pour Euro du revenu des travailleurs non qualifiés et par le maintien du salaire brut que les entreprises leur versent. Dans ce cas de figure, l’introduction de l’allocation universelle améliore sensiblement le bien-être des travailleurs non qualifiés (hausse aux alentours de 19 %) tandis que le taux de chômage ne baisse plus que de 0,67 point.

La structure du papier est la suivante. La première partie présente le modèle et analyse qualitativement les conséquences de l’allocation universelle. La deuxième partie expose la méthode et les résultats des simulations numériques et la troisième partie conclut.

On suppose l’existence de deux types de travailleurs et d’emplois : des qualifiés et des non qualifiés. Les travailleurs qualifiés (respectivement, les non qualifiés), ne sont supposés pouvoir s’apparier qu’avec des emplois vacants qualifiés (resp. non qualifiés), qui deviennent alors des emplois occupés qualifiés (resp. non qualifiés). Les emplois qualifiés sont caractérisés par une productivité plus forte et par une durée de vie plus longue. La qualification des travailleurs, des emplois occupés et des emplois vacants est indexée par la lettre a, avec a us s={ , } respectivement pour non qualifié et qualifié. Un emploi occupé de type a permet de produire un flux de biens et services y_a, et se détruit de façon exogène au taux q_a avec y y us s < et q q us s <.

Les travailleurs ont une durée de vie aléatoire et décèdent selon un processus de Poisson de paramètre n. Ils ont par conséquent la même probabilité de mourir l’instant d’après, quel que soit leur âge et quelle que soit leur situation sur le marché du travail. À chaque instant, il y a un flux n de travailleurs qui naissent, ce qui implique que la taillede la population totale est normalisée à 1. Juste après sa “naissance” (i.e. lorsqu’il entre sur le marché du travail), un travailleur devient ou non qualifié selon un processus aléatoire exogène. Avec la probabilité N_a il acquiert le niveau de qualification a = us, s, avec N N us s + =1. La normalisation à 1 de la taille de la population active implique alors que N_a correspond également au nombre de travailleurs (employés et au chômage) ayant le niveau de qualification a. Lorsqu’ils “naissent”, les travailleurs sont chômeurs mais n’ont pas encore ouverts de droits à l’indemnisation du chômage. Ils font donc partie des “chômeurs non indemnisés”. La structure de “jeunesse perpétuelle” du modèle permet ainsi d’étudier l’impact de l’allocation universelle sur le bien-être d’individus en situation de non-emploi qui ne sont éligibles ni aux minima sociaux français à cause de leur jeunesse [2], ni à l’assurance chômage car ils recherchent leur premier emploi.

Les chômeurs indemnisés et non indemnisés rencontrent alors des emplois vacants pour devenir des “travailleurs employés”. Lorsque leurs emplois sont détruits, les travailleurs deviennent des chômeurs indemnisés (cf. graphique 1). Les travailleurs n’ont pas accès aux marchés financiers. Ils ne peuvent donc ni emprunter, ni épargner, ni avoir recours à une assurance privée contre le risque de chômage. D e plus, ils con somment instantanément l’intégralité de leurs revenus courants. Ils escomptent le futur au taux r. Les firmes cherchent à maximiser la somme actualisée de leurs profits. Dans un souci de simplicité, on suppose que le taux d’intérêt réel qu’utilisent les firmes pour actualiser leurs profits coïncide avec le taux d’escompte des ménages.

Ainsi, la fonction m (.) est par construction strictement décroissante, tandis que la fonction θ θ) θm M( ( , )≡ 1 est strictement croissante [4].

Sur chaque segment du marché du travail, la connaissance de θ_a suffit à déterminer les stocks de chômeurs, d’employés et de chômeurs non indemnisés à l’état stationnaire. En effet, à chaque instant, le flux de nouveaux chômeurs de type a correspond au flux des nouveaux entrants sur le marché du travail d’intensité n N_a. et au flux des emplois détruits d’intensité q u N a a a ( )1−. Les individus sortent du chômage en trouvant un emploi ou en mourant selon des processus de Poisson de paramètres respectifs θ θ a a m( ) et n. Aussi, à l’état stationnaire, letaux de chômage sur le segment aest :

tandis que le nombre de travailleurs vérifie :

Enfin, il reste à déterminer le nombre de chômeurs non indemnisés à l’état stationnaire. Il s’agit des jeunes qui rentrent sur le marché du travail selon un flux d’intensité n N_a. et qui, n’ayant jamais travaillé, ne sont pas encore éligibles aux différents régimes d’indemnisation du chômage (assurance chômage, ASS ou RMI). Comme tous les autres chômeurs, un chômeur non indemnisé sort de sa catégorie, soit en trouvant un emploi, soit en mourant, selon des processus de Poisson d’intensité θ θ a a m( ) et n. À l’état stationnaire, ils sont donc au nombre de uj N a a. avec :

Ainsi, sur chaque segment du marché du travail, l’accroissement du paramètre de tension sur le marché du travail θ_a s’accompagne d’une hausse de l’emploi et d’une baisse du nombre de chômeurs, indemnisés ou non.

La fixation des allocations de chômage tient à reproduire les deux faits stylisés suivants. D’une part, les travailleurs qualifiés qui se retrouvent au chômage bénéficient d’allocations plus élevées que leurs homologues non qualifiés. D’autre part, le ratio de remplacement (i.e. le ratio entre le niveau des allocations de chômage et le salaire net d’un travailleur employé) est plus élevé pour les travailleurs non qualifiés que pour les travailleurs qualifiés. La conjonction deces deux faits stylisés est la conséquence du mode de détermination du niveau des allocations de chômage qui obéit en réalité à deux logiques distinctes.

D’un coté, la logique d’assurance “Bismarkienne’’ vise à protéger les travailleurs actuellement employés contre le risque éventuel de se retrouver au chômage dans le futur. Cette logique recommande par conséquent que les allocations s’accroissent avec les salaires que les travailleurs touchaient avant de se retrouver au chômage. D’un autre coté, la logique redistributive “Beveridgienne” vise à garantir un revenu minimum décent à tous les individus, quel que soit le risque social, et recommande par conséquent le versement d’un revenu forfaitaire aux chômeurs. C’est pourquoi nous supposerons que le niveau des allocations de chômage est la somme d’une fraction bismarkienne ρ.w_a (avec ρ∈[ , ]0 1 ) proportionnelle au salaire des travailleurs de type a et un composante beveridgienne forfaitaire z [5]. Dans la réalité institutionnelle, les minima sociaux sont déterminés uniquement en fonction de la taille du ménag e confo rmément à la logiq ue “Beveridgienne”. En revanche, les prestations d’assu rance chô mage so nt purement proportionnelles lorsque le salaire de référence est supérieur à un seuil, conformément à la logique “Bismarckienne”. En dessous de ce seuil, les prestations d’assurance chômage sont calculées en fonction du salaire selon une fonction affine analogue à celle que nous utilisons.

Nous considérons dans cet article la mise en place d’une allocation universelle partielle qui se substitue av ec la composante bev eridgienne de l’indemnisation du chômage. En effet, cette composante, tout comme l’allocation universelle, répond à des objectifs de redistribution des revenus. La mise en place de l’allocation universelle revient alors à étendre aux travailleurs employés et aux chômeurs non indemnisés une partie des bénéfices de la composante beveridgienne des allocations de chômage. Ainsi les travailleurs de type a reçoivent un revenu z w z a a = +ρ. quand ils sont chômeurs indemnisés, b quand ils sont chômeurs non indemnisés et w b a + quand ils occupent un emploi [6]. En effet les “chômeurs non indemnisés” sont dans ce modèle des jeunes qui arrivent sur le marché du travail à la recherche d’un premier emploi. Ils ne sont donc éligibles ni au régime d’assurance chômage, ni aux différents dispositifs de minima sociaux. Ils seraient en revanche concernés par la mise en place d’une allocation universelle.

Sous ces hypothèses, les espérances d’utilité intertemporelles des travailleurs, des chômeurs indemnisés et non indemnisés de type a, que l’on note respectivement par V a a et V_a^j, sont définies à V e u, l’état stationnaire par les équations suivantes [7] :

où la fonction d’utilité instantanée v (.) est spécifiée par v ( ) / (ω ω λ) λ = − −1 1, avec λ≥0 représentant le degré relatif d’aversion pour le risque [8].

Pour des niveaux donnés des paramètres de tensions θ_us et θ_s, des salaires nets w_us et w_s et donc des taux de chômage u u uj us s us, , et uj_s une hausse de l’allocation universelle accroît les dépenses de l’État et donc le taux de taxe τ. En effet, la baisse des allocations à verser aux chômeurs indemnisés ne suffit pas à compenser les allocations universelles à verser à tous les individus de notre économie. De même, le taux de taxe τ augmente avec le niveau des taux de chômage indemnisés u uj us us − et u uj s s −. Ainsi, si l’allocation universelle diminue le chômage, l’effet sur le taux de taxe peut être ambigu.

Les entreprises sont libres de poster autant d’emplois vacants qu’elles le veulent. Elles en posteront donc jusqu’à ce que la valeur des emplois vacants devienne nulle, conformément à la condition dite de “libre entrée” J_a^v =0. Aussi :

En injectant cette équation dans (9) on obtient :

d’où l’on déduit que :

Cette expression constitue une première relation entre le salaire et le paramètre de tension sur le marché du travail a, que l’on peut représenter dans un plan ( ; )θ_{a a} w par une courbe décroissante intitulée PS_a (cf. graphiques 2 et 3). Une hausse du salaire augmente le coût du travail et diminue le profit qu’engendre un emploi occupé. Les entreprises sont donc incitées à poster moins d’emplois vacants, ce qui diminue le paramètre de tension, raccourcit le délai moyen de pourvoi d’un emploi vacant, jusqu’à ce que la valeur d’un emploi vacant redevienne nulle. Ainsi, l’équation (12) a le statut d’une demande de travail agrégée.

Une hausse de la productivité y_a, ou une baisse du taux de taxe τ, du coût de postage d’un emploi vacant c_a ou du taux de destruction des emplois q_a déplace vers la droite la courbe PS_a. Pour un niveau donné de salaire, une hausse de y_a, une baisse de τou de q_a augmentent la valeur d’un emploi occupé. Les entreprises sont donc incitées à poster davantage d’emplois vacants, ce qui augmente le paramètre de tension sur le marché du travailθ_a, allonge les délais de pourvoi des emplois vacants 1 / ( )m_a θ et permet ainsi de retrouver la condition de libre entrée J_a^v =0. Le raisonnement est analogue concernant la statique comparative de la courbe PS_a lorsque le coût de postage d’un emploi vacant s’accroît.

La condition du premier ordre de ce programme permet d’obtenir la courbe des salaires (cf. annexe 1) :

Cette équation définit implicitement [11] une seconde relation entre le salaire w_a et le paramètre de tension θ_a sur le marché du travail de type a. Cette relation est représentée dans le diagramme ( ; )θ_{a a} w par une courbe intitulée WS_a (cf. graphique 2).

On s’aperçoit que le paramètre θ_a dépend essentiellement de deux termes. D’une part, le “ratio de remplacement effectif”

correspond au rapport entre le revenu des travailleurs et le revenu des chômeurs indemnisés. Plus ce ratio est élevé, moins l’emploi est intéressant pour les travailleurs, plus le taux de chômage est élevé et plus θest faible. D’autre part, le terme

représente la part du salaire négocié dans le revenu des travailleurs. Une diminution de ce terme rend moins crucial le résultat des négociations salariales pour les travailleurs, ce qui diminue la pression salariale, le taux de chômage et augmente θ_a. Ce dernier effet est en réalité très classique dans les modèles de négociations salariales puisque ce terme correspond également à l’élasticité du revenu des travailleurs par rapport au salaire négocié et à l’inverse de l’indice de progressivité de Musgrave. On retrouve alors le résultat bien connu selon lequel une hausse de la progressivité implique une baisse du taux de chômage d’équilibre (cf. Malcomson et Sartor, 1987; Lockwood et Manning, 1993; Holmlund et Kolm, 1995 ou Pissarides, 1998).

En général, dans les modèles de chômage d’équilibre, la courbe de salaire est verticale, les déplacements de la courbe PS_a n’affectant ni la tensionθ_a ni le taux de chômage d’équilibre. Ceci se produit en particulier lorsque la taxation est linéaire et lorsque le ratio de remplacement effectif est indépendant du salaire. Dans ce modèle, ces deux conditions ne sont pas remplies pour deux raisons. Premièrement, une partie seulement des allocations de chômage est indexée sur le salaire négocié. Une hausse du salaire augmente donc davantage le revenu des travailleurs que celui des chômeurs, ce qui implique une baisse du ratio de remplacement effectif ( ) /( )ρw z w b a a + + et une hausse de θ_a [12]. Cet effet tend à rendre la courbe WS_a croissante dans le d iag ramme ( ; )θ_{a a} w (cf. grap hique 2). Deuxièmement, une hausse de w_a augmente la part w w b a a / ( )+ du salaire négocié dans les revenus des agents, ce qui rend le résultat des négociations salariales plus crucial pour les travailleurs, accroît le taux de chômage d’équilibre et diminue θ_a. Ce deuxième effet tend au contraire à rendre la courbe WS_a décroissante dans le diagramme ( ; )θ_{a a} w. On s’aperçoit alors qu’en l’absence d’allocation universelle, le deuxième effet ne joue pas. Aussi, par continuité, pour des valeurs “faibles” de b, la courbe WS_a est croissante. Ce résultat est d’ailleurs largement vérifié dans les simulations numériques pour de larges plages de paramètres.

On retrouve alors des résultats très classiques dans la littérature. Une hausse du ratio de remplacement bismarckien ρ ou de la composante beveridgienne des allocations de chômage z accroît le ratio de remplacement effectif ( ) / ( )ρw z w b a a + + et déplace la courbe WS_a vers la gauche. Il en est de même avec une hausse du pouvoir de négociation γ ou du coût de postage des emplois vacants c_a ou une baisse de la productivité y_a des emplois.

Le résultat nouveau provient d’une hausse de l’allocation universelle b. Comme l’allocation universelle reste inférieure à la composante beveridgienne z des allocations de chômage, une hausse de b diminue le ratio de remplacement effectif ( ) / ( )ρw z w b a a + +, ce qui tend à déplacer la courbeWS_a vers la droite. De plus, une hausse de b diminue la part du salaire négocié dans le revenu des travailleurs w w b a a / ( )+, ce qui tend également à déplacer la courbe WS_a vers la droite.

L’équilibre du marché du travail est alors représenté sur la graphique 2 par l’intersection des courbes WS_a et PS_a. Une hausse de l’allocation universelle déplace la courbe WS_a vers la droite en WS_a '. Ceci contribue à accroître la tension sur le marché du travail θ_a et à diminuer les salaires négociés w_a et par conséquent le revenu des chômeurs indemnisés ρw z a +.

La mise en place de l’allocation universelle aurait alors des effets ambigus sur le taux de taxe τ. En effet, nous avons vu que l’allocation universelle tend à accroître le taux de taxe par un effet direct (cf. équation (7)). La hausse du paramètre de tension sur le marché du travail θ_a tend au contraire à diminuer le nombre de chômeurs à indemniser ( )u uj N a a a −, ce qui tend à diminuer le taux de taxe. Enfin, la baisse des salaires négociés w_a tend d’une part à accroître le taux de taxe en réduisant la base imposable N u w a a a ( )1−, mais elle induit d’autre part une baisse du niveau des allocations de chômage. Toutefois, il est raisonnable de penser que le taux de taxe augmente avec l’allocation universelle, ce qui sera d’ailleurs confirmé par les simulations numériques. Ceci déplacerait la courbe PS_a vers la gauche en PS_a '.

Les déplacements des courbes WS_a et PS_a convergent alors pour diminuer le salaire négocié w_a et le revenu instantané ρw z a + des chômeurs indemnisés, mais implique un effet ambigu sur le revenu net des travailleurs w b a +, le paramètre de tensionθ_a et le taux de chômage u_a. Des simulations numériques sont donc indispensables pour lever ces ambiguïtés.

L’équilibre partiel sur le marché du travail est alors décrit par l’intersection d’une courbe PS_a, qui reste inchangée, et d’une courbe WS_a, qui devient horizontale pour signifier que le niveau du salaire net versé w_a reste fixé au niveau du salaire minimum, quelle que soit la valeur de θ_a (cf. graphique 3). Les effets de l’allocation universelle dépendent alors de la façon dont interagissent allocation universelle et salaire minimum. Deux cas polaires peuvent être distingués.

Dans le premier cas, l’allocation universelle ne modifie pas le salaire net w_a versé par les entreprises et accroît Euro pour Euro le revenu net des travailleurs. Nous qualifions cette situation “d’absence de substitution” entre salaire minimum et allocation universelle. Dans ce cas, la courbe WS_a reste inchangée, tandis que la courbe PS_a se déplace vers la gauche en PS_a 'si le taux de taxe τ augmente. On aboutit alors (cf. graphique 3) à une baisse de θ_a et une hausse du chômage, mais également à une hausse des revenus instantanés des travailleurs, et des chômeurs non indemnisés, tandis que les revenus des chômeurs indemnisés demeurent identiques.

Dans le deuxième cas, l’allocation universelle se substitue au SMIC, diminue Euro pour Euro le salaire w_a versé par les entreprises et ne modifie pas le revenu net des salariés. Nous qualifions cette situation “de substitution totale” entre salaire minimum et allocation universelle. Dans ce cas de figure, le salaire net w_a diminue lorsque l’allocation universelle augmente afin de maintenir constant le revenu des salariés. Ceci se traduit dans le graphique 3 par le déplacement de la courbeWS_a enWS_a '. Si le taux de taxe τ doit augmenter pour financer l’allocation universelle, l’équilibre se situe finalement à l’intersection des courbesWS_a 'et PS_a '. Le salaire net w_a diminue tandis qu’une ambiguïté demeure concernant l’évolution de θ_a, de l’emploi e_a et du chômage u_a. Les revenus instantanés des salariés restent inchangés, ceux des chômeurs diminuent du fait de l’indexation de leurs allocations sur le salaire net, tandis que ceux des chômeurs non indemnisés augmentent.

Des simulations numériques sont donc là aussi nécessaires pour lever toutes ces ambiguïtés.

Nous adoptons une spécification de Cobb-Douglas symétriq ue d e la fon ction d’appariemen t M U V m U V( , )^{/ /} =₀1 2 1 2 (cf. Cahuc et Zylberberg, 2001 ou Petronlogo et Pissarides, 2001) pour une discussion critique de cette paramétrisation). Le taux d’escompte r est supposé coïncider avec le taux d’intérêt réel que nous prenons égal à 3% par an. Le taux de mortalité est fixé à 3% par an, ce qui correspond à une durée de vie active moyenne un peu inférieure à 35 ans. Nous fixons enfin à 0,3 le degré relatif d’aversion pour le risque des travailleurs.

Tableau 1
les paramètres a priori

Les paramètres restants sont déterminés de façon à ce que l’économie simulée puisse reproduire, en l’absence d’allocation universelle (i.e. pour b = 0), certaines caractéristiques du marché du travail français. La première difficulté concerne le choix d’une limite entre qualifié et non-qualifié. Comme le but de notre exercice numérique est de comparer les conséquences de l’allocation universelle sous différentes hypothèses concernant le salaire minimum (absence ou non du SMIC), il nous semble opportun de définir les non-qualifiés comme étant ceux dont les salaires sont directement ou indirectement déterminés par le salaire minimum à travers des “effets de diffusion” [14]. À la lumière de différentes études (cf. CSERC 1999), nous avons donc choisi une répartition de 20 % de non-qualifiés et 80 % de qualifiés.

Avec cette répartition, nous voulons reproduire un taux de chômage de 14 % et un revenu net de 900€ (environ 5900 F) pour les travailleurs non qualifiés. Afin d’obtenir un taux de chômage agrégé de 10% et un salaire net moyen de 1 500€ (environ 9840 F), nous devons reproduire un taux de chômage de 9% pour les qualifiés et un salaire net de 1650€ (environ 10 820 F) pour ces mêmes qualifiés. Par ailleurs, nous avons fixé à 0,25% le taux de destruction des emplois non qualifiés et à 0,2% celui des qualifiés, ce qui est une façon très imparfaite de prendre en compte le fait que les emplois non qualifiés sont plus souvent des emplois précaires (CDD ou contrats aidés). Des ratios de remplacement effectifs de 0,8 pour les non-qualifiés et de 0,6 pour les qualifiés correspondent aux évaluations des ratios de remplacement après transferts proposés par Martin (1996). Nous souhaitons également que les élasticités des demandes de travail présentent des valeurs réalistes. Conformément aux études de Dormont et Pauchet (1997), la demande de travail est d’autant plus élastique que les travailleurs sont peu qualifiés. Une valeur de η^eus =−1 pour les _wus travailleurs non-qualifiés nous semble alors réaliste [15]. Enfin, la durée de pourvoi d’un emploi vacant non qualifié est fixée à 5 semaines, ainsi que le suggère les résultats de Maillard (1997) [16].

La dernière étape de l’étalonnage consiste alors à résoudre le modèle à “l’envers”, la valeur prise par les variables endogènes dans la situation de référence déterminant les valeurs des paramètres exogènes restants.

Tableau 2
la situation de référence

Tableau 3
les paramètres restants

On remarque en particulier que les paramètres du système d’indemnisation du chômage semblent assez réalistes puisqu e la co mposante Beveridgienne z des allocations de chômage se situe à un niveau similaire au montant du RMI et que le ratio Bismarckien ρest très proche de la valeur de 0,4 retenue pour le calcul des allocations de chômage dans le principal régime d’indemnisation de l’Unedic. Le pouvoir de négociations salariales obtenu peut sembler faible, mais il correspond à des résultats empiriques (cf. Cahucet Zylberberg, 2001). Enfin, la valeur du taux de taxe dans la situation de référence est de 5,82%, tandis que l’élasticité de la demande de travail qualifiée est de η_w^e_s^s = - 0,47.

Les simulations numériques permettent de lever ces ambiguïtés. Les résultats sont présentés dans le graphique 4 et le tableau 4. Dans la première colonne de la figure, le premier graphique décrit les évolutions du taux de chômage quand l’allocation universelle b, mesurée en euros, augmente. La courbe en traits pleins correspond au taux de chômage agrégé u N u N u us us s s = +, la courbe en titets au taux de chômage des non-qualifiés u_us et la courbe en pointillés au taux de chômage des qualifiés u_s. Le graphique concernant le coin fiscal montre les changements de la part des taxes dans le coût du travail τ τ/ ( )1+. Le recours aux équivalents certains permet d’interpréter plus facilement les espérances d’utilités intertemporelles de chaque type d’agents (travailleurs employés en traits pleins, chômeurs indemnisés en tirets, chômeurs non indemnisés en pointillés) [17]. Les effets sur les profits des entreprises sont exprimés en variations des valeurs de chaque type d’emploi et en variations de l’ensemble des profits

Le critère utilitariste

restreint aux travailleurs est également exprimé en termes d’équivalent certain. Le produit agrégé correspond à la production des emplois occupés net des coûts de postage des emplois vacants

Enfin, dans les figures “revenus instantanés”, les courbes en traits pleins correspondent aux revenus des travailleurs employés, les courbes en tirets aux revenus des chômeurs indemnisés.

Nous pouvons déduire de ces simulations que dans la figure 2, les effets des déplacements des courbes WS_a sont plus importants que les effets des déplacements des courbes PS_a. Aussi, l’emploi augmente et le chômage diminue sur les deux segments du marché du travail. Les effets cumulés des baisses des deux ratios de remplacement effectifs et des baisses des parts des salaires négociés dans les revenus nets des employés sont quantitativement plus importants que les conséquences de la hausse du taux de taxe. Avec les paramètres retenus pour les simulations, le salaire négocié des non qualifiés w_us baisse de 156 , ce qui entraîne un augmentation de leurs revenus nets w b us + de 44€. En revanche, pour les travailleurs qualifiés, le salaire négocié w_s diminue d’un montant supérieur à l’allocation universelle, ce qui entraîne une diminution de leurs revenus nets w b s + de 32 €. La hausse des paramètres de tension sur les deux marchés du travail permet d’obtenir avec une allocation universelle de 200€ (soit environ 1312F) par mois une baisse de 3 points du taux de chômage non qualifié, de 0,85 point du taux de chômage qualifié, de 1,3 point du taux de chômage agrégé, et une hausse de 37,7% de la valeur d’un emploi non qualifié, de 11,7% d’un emploi qualifié et de 20,04% des profits totaux [19].

Tableau 4
les effets de la mise en place d’une allocation universelle de 200

Tableau 3’
les paramètres restants avec λ= 0,99

Les revenus courants des qualifiés employés et des chômeurs indemnisés diminuent, ce qui implique une baisse de leur bien-être (-2,55 % en équivalent certain). Le bien-être des chômeurs non indemnisés qualifiés diminue également, mais dans une proportion moindre car leurs revenus instantanés augmentent (-1,41%). En revanche, la baisse du taux de chômage des non-qualifiés entraîne une hausse du bien-être des chômeurs non qualifiés indemnisés (+4,41%) en dépit de la baisse de leurs revenus instantanés. Les niveaux de bien-être des employés non-qualifiés et des chômeurs non indemnisés non-qualifiés augmentent également de façon plus importante (respectivement +4,51 % et +7,22 %) grâce à la hausse de leurs revenus courants.

Les effets sur le critère utilitariste sont négatifs (-1,53%). Cela est dû au poids élevé des travailleurs qualifiés et à l’absence des capitalistes dans la détermination de ce critère. Enfin, la baisse du produit (net) agrégé (-0,99%), en dépit de la baisse des taux de chômage, s’explique par le fait que les deux marchés du travail étant plus tendus, les emplois vacants sont plus nombreux, ce qui accroît les coûts de postage agrégés.

Les simulations numériques montrent alors que sur le marché du travail non qualifié, le mouvement de PS_a est négligeable par rapport au mouvement de WS_a. Ainsi, le taux de chômage des non-qualifiés diminue de façon spectaculaire jusqu’à 8,63%. Toutefois, les revenus courants des employés sont constants, tandis que ceux des chômeurs indemnisés diminuent. Cela atténue considérablement les gains en bien-être des trois catégories de non-qualifiés (+0,38% pour les employés, +0,47% pour les chômeurs indemnisés et +3,56% pour les chômeurs indemnisés) par rapport à la situation où les salaires des non-qualifiés sont négociés.

Du coté des qualifiés, les effets sont analogues à ceux observés dans la première simulation. Cela se comprend par le fait que les évolutions du taux de taxe τ en fonction de l’allocation universelle sont similaires, que le salaire des non-qualifiés soit négocié ou que ce salaire soit déterminé par un salaire minimum qui est substitué par l’allocation universelle. Ainsi, dans la figure 2 représentant le marché du travail qualifié, les déplacements des courbes WS_a et PS_a sont très similaires. Ceci est surprenant. On s’attendrait en effet a priori à ce que la baisse plus importante du chômage non qualifié permette de modérer la hausse du taux de taxe. Mais cet effet est contrebalancé par la baisse du salaire versé aux non-qualifiés, ce qui pousse le taux de taxe à la hausse.

La valeur des emplois qualifiés évolue de façon similaire au scénario précédent (+11,7%), tandis que la valeur des emplois non qualifiés augmente fortement (+78,3%). Ainsi le profit agrégé augmente beaucoup plus que dans la simulation où le salaire des non-qualifiés est négocié (+31,3%). En ce qui concerne le produit net agrégé, la hausse plus importante de la tension sur le marché des non-qualifiés explique pourquoi le produit net diminue de façon un peu plus importante. Comme précédemment, la hausse des coûts de postage c v a a est quantitativement plus importante que la hausse de la production brute ( )1−u N y a a a. Enfin, l’évolution du bien-être des qualifiés est analogue à celle issue de la première simulation, tandis que les gains en bien-être des non-qualifiés sont plus modestes, le critère utilitariste diminue davantage que précédemment.

Pour contrecarrer ces difficultés, nous avons du revenirsurl’hypothèse d’unicitédu taux de taxe pour les deux qualifications. Au lieu de cela, nous fixons le taux de taxe sur le travail non qualifié τ_us à sa valeur initiale (τ_us = 5,82%) et nous laissons le seul travail qualifié financer les dépenses nouvelles. Le taux de taxe qualifié est alors déterminé par l’équation :

qui remplace l’équation (7) La figure 6 présente alors le résultat des simulations de l’allocation universelle dans ce cas précis. Sur le marché du travail non qualifié, les courbes WS_a et PS_a de la figure 3 restent immobiles. Le taux de chômage demeure inchangé à 14% ainsi que le revenu des chômeurs indemnisés. En revanche, les revenus des chômeurs non indemnisés et des travailleurs employés augmentent Euro pour Euro avec l’allocation universelle. Ceci implique un accroissement très important des équivalents certains des travailleurs employés (+19,8%), des chômeurs indemnisés (+19,2%) et non indemnisés (+21,6%) en dépit de l’invariance des taux de transition sur le marché du travail.

La situation sur le marché du travail qualifié est influencée par le fait que le taux de taxe augmente davantage que précédemment. Aussi, dans la figure 2 représentant le marché du travail qualifié, le déplacement de PS_a devient d’une plus grande amplitude. Toutefois, l’évolution du taux de chômage (et donc de la valeur d’un emploi occupé) reste sensiblement équivalente à celle des deux scénarios précédents. Ceci suggère que la courbe WS_s est proche de la verticale. La hausse plus importante du taux de taxe se traduit alors par une dégradation plus importante des revenus des employés qualifiés et donc des chômeurs indemnisés qualifiés. Aussi, le bien-être des qualifiés diminue davantage dans ce scénario que dans les deux précédents (-4,35% pour les employés, -4,34% pour les chômeurs indemnisés, -3,23% pour les chômeurs non indemnisés). Au niveau agrégé, le taux de chômage diminue beaucoup moins que dans les scénarios précédents, tout comme le produit net agrégé diminue moins que dans les simulations précédentes.

Dans cette simulation, l’allocation universelle joue le rôle d’un transfert en faveur des travailleurs non qualifiés qui ne modifie pas l’équilibre sur ce segment du marché du travail. Cette caractéristique est sans doute caricaturale et repose sur l’hypothèse de non prise en compte du rôle joué par l’intensité de la recherche d’emploi des chômeurs. En levant cette hypothèse simplificatrice, on peut s’attendre à ce que l’amélioration du bien-être des travailleurs employés accroisse les taux de participation et intensifie la recherche d’emploi des chômeurs. Ceci contribuerait à décongestionner le marché du travail du point de vue des postes vacants, ce qui rendrait moins coûteux leur postage et augmenterait par ce biais l’emploi des moins qualifiés. Les évaluations de Cahuc et Lehmann (2002) suggèrent ainsi que ces effets qui transitent par le coté “offre” du marché du travail peuvent être quantitativement aussi importants que ceux habituellement considérés et qui transitent exclusivement par le coté “demande” et par la formation des salaires.

En comparant les résultats des deux dernières simulations, nous obtenons des enseignements sur la conséquence de la substitution ou non du SMIC par l’allocation universelle. Il semble que la substitution soit favorable à l’emploi, en particulier à l’emploi peu qualifié, au bien-être des qualifiés et aux profits, mais qu’elle soit défavorable au bien-être des non-qualifiés, au produit net et au critère utilitariste. La question du degré “optimal” de substitution de l’allocation universelle au SMIC ressort alors de considérations normatives et devra faire l’objet d’arbitrages politiques selon les priorités que l’on se donne et que nous ne pouvons pas trancher ici.

Toutefois, sans prétendre imposer une opinion personnelle dans ce débat, on peut s’inspirer des résultats du premier scénario de simulation. Dans celui-ci, le salaire des non-qualifiés est négocié et il diminue lorsque l’allocation universelle augmente. Pour une allocation de 200 par mois, on aboutit à une baisse du salaire négocié de 156 par mois pour une hausse du revenu après transferts des non-qualifiés de 44 par mois. Ceci suggère qu’une substitution relativement importante du SMIC par l’allocation universelle puisse constituer une situation de référence par rapport à laquelle les débats normatifs devraient se situer.

Tableau 4’:
les effets de la mise en place d’une allocation universelle de 200

Tout d’abord, on peut s’attendre à ce qu’une hausse du taux d’escompte augmente le poids des variations du revenu instantané dans les évaluations des niveaux de bien-être intertemporels. Toutefois diverses simulations (que nous ne reportons pas ici) montrent que même avec un taux d’escompte r à 10%, les résultats restent sensiblement identiques. La principale différence réside dans les évolutions plus favorables du bien-être des chômeurs non indemnisés et par des évolutions légèrement plus défavorables du bien-être des employés et des chômeurs indemnisés.

Dans un deuxième temps, nous nous intéressons aux conséquences d’une modification du degré d’aversion pour le risque. Le tableau 3’ décrit la valeur des paramètres lorsque le degré d’aversion pour le risque tend vers 1 (λ= 0,99).

Le pouvoir de négociations des travailleurs λ, la productivité d’un emploi occupé qualifié y_s et le coût de postage d’un emploi vacant qualifié c_s doivent alors augmenter pour continuer de reproduire la situation de référence décrite dans le tableau 2. Les résultats des simulations deviennent alors (voir tableau 4’).

Les effets les plus spectaculaires concernent le bien-être des chômeurs non indemnisés. L’importance de cet effet reste toutefois artificielle. En effet, lorsque λtend vers 0 les niveaux d’utilité des chômeurs non indemnisés tendent vers −∞ en l’absence d’allocation universelle, si bien que leurs équivalents certains tendent vers 0. La variation relative de leurs équivalents certains atteint alors tout de suite des proportions extrêmement importantes. Le même phénomène joue de façon plus atténuée en ce qui concerne le critère utilitariste. Néanmoins, un degré d’aversion pour le risque plus élevé signifie également une plus grande aversion vis-à-vis des inégalités de revenus lorsque l’on détermine le critère utilitariste et donc un plus grand concernement pour le bien-être des plus défavorisés dans l’économie. Le critère utilitariste augmente à présent avec l’allocation universelle dans les trois scénarios, traduisant les effets bénéfiques de cette politique sur le bien-être des plus défavorisés ex ante que sont les chômeurs non indemnisés et les non-qualifiés.

Ainsi, il semble que les résultats ci-dessus du tableau 4, concernant en particulier les évolutions du critère utilitariste, doivent être pris avec une certaine prudence. En revanche, la comparaison entre les trois scénarios semble assez robuste, ainsi que les effets respectifs des trois scénarios sur les niveaux d’emploi et de chômage.

Toutefois, le travail mené ici souffre de plusieurs insuffisances qu’il convient de rappeler en conclusion. La prise en compte des décisions de participation et de l’intensité de recherche d’emploi des chômeurs aurait probablement amélioré les performances de l’allocation universelle pour baisser le chômage. En revanche, la prise en compte des comportements d’acquisition de qualifications aurait rendu l’allocation universelle moins intéressante. Toutefois, des simulations initiales qui sont présentées dans Lehmann (1999) suggèrent que cet effet serait d’ampleur limitée. La modélisation du processus de destruction des emplois est insatisfaisante, d’autant plus que nous n’avons pas du tout pris en compte le fait que les emplois correspondent à des contrats de travail forts divers (CDI, CDD, Contrats aidés). Par ailleurs, les simulations menées ne font que comparer deux états stationnaires d’un modèle dynamique, négligeant ainsi la dynamique transitoire de l’économie à la suite de la mise en place de l’allocation universelle. Cette dimension est étudiée avec soin par Algan (2000) et Cheron (2000) dans des modèles à qualifications homogènes. Enfin, le nombre restreint de qualifications pris en compte dans les simulations est frustrant devant l’hétérogénéité des emplois dans la réalité. Cette hétérogénéité ne réside d’ailleurs pas que dans la seule qualification de l’emploi et devrait également tenir compte des différences entre emplois à temps plein des emplois à temps partiel, entre CDI et CDD, etc.

Au-delà des limites du travail mené ici, c’est une véritable réflexion sur la philosophie des politiques de régulation du marché du travail et des revenus qu’il nous semble nécessaire d’engager (cf. Van Parijs, 1996). Ainsi, les instruments traditionnels que constitue l’assurance chômage, le salaire minimum ou les minima sociaux, montrent les limites de leur efficacité économique, en dépit de leur caractère indispensable dans le système social français. Face aux dilemmes équité / efficacité qui semblent régir les débats concernant l’ampleur de ces dispositifs, l’allocation universelle ouvre des perspectives nouvelles, tout comme les politiques d’allègement de charges sociales sur les bas salaires l’avaient fait en leur temps. En effet, la réduction des charges sociales sur les bas salaires et l’allocation universelle sont des politiques qui agissent spécifiquement sur la différence entre le revenu des plus défavorisés et le coût de leur embauche par des employeurs potentiels. On assisterait alors à l’émergence d’instruments nouveaux de régulation des revenus qui semblent être plus favorables à l’emploi. La question de l’interaction entre tous ces instruments reste donc ouverte.

La condition du premier ordre de ce programme vérifie :

soit :

Or, d’aprèsl’équation(12):

cequidonne, comptetenude(10):

Parailleursleséquations(4)(5)impliquent:

d’où, comptetenudelaspécificationCRRAdelafonction d’utilitéinstantanéev(.)

Eninjectant(17)et(18)dans(16), onobtientfinalement:

dont la log-différenciation implique

où µdésigne l’élasticité de la fonction par rapport au taux de chômage, si bien que

Par ailleurs, la log-différenciation de l’équation (2) implique:

Aussi, l’élasticité macroéconomique de la demande de travailvérifie: