Nous estimons six modèles où interviennent d’une manière tantôt substituable tantôt complémentaire trois facteurs de non-emploi : la faiblesse des incitations financières, une productivité inférieure au coût du Smic et des dysfonctionnements du marché du travail. L’étude du comportement de participation s’appuie sur un modèle de microsimulation basé sur l’enquête Revenus Fiscaux 1998, tandis que l’estimation de la censure au SMIC utilise les données des enquêtes Emploi 1997 et 1998. Les modèles, estimés sur les isolés, qui s’ajustent le mieux aux données sont ceux qui posent une complémentarité entre la censure au SMIC et la participation. Une augmentation de 10% du revenu disponible de la Smicarde sous forme de transferts se traduirait par un gain de probabilité d’emploi de 10%.

Bien sûr, la question des incitations financières renvoie au comportement des offreurs de travail et donc le modèle le plus simple, qui peut constituer le modèle de référence, se place dans le cadre canonique de l’offre de travail où la seule raison du non-emploi est à trouver du côté des préférences in d i vi d u e l le s d a n s l’a r b it r a g e l o i si r / r e v e n u disponible. Dans ce modèle dit de participation, la seule explication possible au non-emploi est l’insuffisance des incitations financières au regard de la possible désutilité du travail, qui est appréciée par un certain nombre de facteurs observables pesant sur lesdites préférences, comme le nombre et l’âge des enfants, l’âge de l’individu, etc... L’individu reçoit une offre qui comporte une proposition de rémunération. Une équation de participation et une équation de salaire sont estimées par maximum de vraisemblance en tenant compte de la sélection endogène des individus pour lesquels on observe le salaire. Il est possible d’exhiber pour ce modèle la distr ibution sim ulé e d es r eve nus d e r ése rv e d’acceptation d’un travail pour les sans-emploi.

Devant les performances assez médiocres de ce modèle de participation, il a fallu recourir à des modèles plus élaborés qui font intervenir de manière concurrente d’autres causes de non-emploi. Ces autres modèles intégrent la possibilité que l’individu ne reçoive pas d’offre pour deux raisons principales. L a p r e m i è r e p r o v i e n t d’u n e r é a c t i o n d e comportement des entreprises qui sont censées respecter la législation du salaire minimum. Celui-ci peut constituer un frein à l’embauche du côté des entreprises et peut expliquer la présence d’une censure au niveau du SMIC, dans le cas où la productivité de l’individu, qui est égale au coût du travail dans un modèle de concurrence pure et parfaite, est inférieure au SMIC. Une deuxième raison de l’absence d’offre peut provenir d’un fonctionnement défectueux du marché du travail sur lequel est positionné l’individu, en raison de sa localisation, de son expérience passée, de la formation obtenue et du secteur d’activité. Il se peut donc que l’individu ne reçoive pas d’offre pour des raisons tenant au non-emploi frictionnel ou à un excédent structurel d’offre de travail dans sa spécialité ou sa branche d’activité. Un chômage conjoncturel de type keynésien peut également être également à l’origine de l’absence d’offre. Pour faire court, nous désignerons respectivement ces deux motifs de non-emploi par les termes de censure et de réception [2].

Les exemples n’ont de sens que par rapport aux variables explicatives que nous avons effectivement introduites dans chaque équation de non-emploi. Parmi les variables influençant la participation, nous avons introduit classiquement le nombre d’enfants de moins de trois ans, tandis que nous avons introduit l’ancienneté parmi les variables ayant un impact sur la réception. On peut légitimement se demander si le fait d’avoir commencé à travailler très tôt pour une femme et donc d’avoir accumulé de l’ancienneté et d’avoir de ce fait plus de chances de conserver son e m p l o i e s t d e n a t u r e à c o m p e n s e r l e c o û t d’o p po r tu ni té d e c o n tin u e r à t r a va i ll e r q u e représente la charge d’enfants en bas âge. Une réponse positive à cette question inclinerait à rendre s u b s t i t u a b l e s l e s v a r i a b l e s d é t e r m i n a n t l a participation et la réception. Il conviendrait alors de fondre dans une même équation participation et censure afin de pouvoir capter économétriquement cette possibilité de compensation.

Notre modèle parfaitement complémentaire est assez proche de celui mis au point par Laroque et Salanié dans (12). Il s’en démarque cependant par un champ différent (les isolés plutôt que les femmes mariées), par l’utilisation des données de l’enquête Revenus Fiscaux qui nous perm et d’enrichir notablement les données concernant les revenus non salar iaux, par des imputations m oins frustes conc er nant l’alloc ation de logem ent, par un traitement différent du nombre d’heures de travail, par une modélisation un peu différente de l’autre non-emploi. Le traitement de la censure est également différent et vise à tenir compte de l’importance des individus rémunérés à un taux de salaire horaire inférieur au SMIC. En effet, par exemple sur l’ensemble des femmes salariés, 3% des t r a v a i l l e u s e s à t e m p s c o m p l e t d é c l a r e n t implicitement un salaire horaire inférieur au SMIC, cependant que ce pourcentage monte à 24% pour les temps partiels. La contrainte du SMIC dans les données semble donc une contrainte « molle » sans que l’on sache si le flou provient d’erreurs de déclaration ou d’horaires de travail effectivement plus importants que les horaires légaux. Plutôt que de retraiter ces données, nous les incluons dans l’analyse en supposant que l’offre d’emploi, si elle survient, comporte à la fois une proposition de salaire et une proposition d’un nombre d’heures de travail ou, ce qui revient au même, une rémunération annuelle et un salaire horaire. Une équation de rémunération annuelle est estimée au même titre qu’une équation de salaire horaire. Ces estimations nous permettent d’imputer un salaire annuel et un salaire horaire potentiels à chaque personne sans emploi. Ceci nous permet d’estimer le risque que le salaire horaire soit inférieur au SMIC et donc une probabilité que cette proposition de travail ne puisse se concrétiser en raison de la censure opérée par le SMIC.

Le but premier de l’article est donc d’examiner comment se comportent nos paramètres d’intérêt que repré se nte nt les deux va riable s d’incitations financières en passant d’une modélisation à une autre. Une autre question, de nature plus ardue, est de savoir si on peut calculer dans ces différents modèles quelque chose qui puisse s’apparenter vraiment à un revenu de réserve d’acceptation d’un emploi, comme on est en droit de le faire dans le modèle de participation. Pour être en mesure de le faire, il faut que les variables qui sont censées être liées aux préférences n’influent pas sur les deux autres motifs d e n o n - e m p l o i. S i n o u s é t i o n s e n m e s u r e d’appréhender les facteurs de réception par des données adéquates concernant le taux d’arrivée des offres sur tel marché du travail segmenté par la localisation, l’expérience, la formation et le métier, tel serait bien le cas. Mais, c’est là que le bât blesse, nous ne disposons pas à l’heure actuelle de telles données fiables et donc nous sommes obligés de nous en remettre à des variables proxy qui, pour un certain nombre d’entre elles, peuvent être suspectées d’influencer les préférences. Pour prendre un exemple concret, prenons le cas du handicap. Il peut jouer sur les préférences en augmentant la pénibilité du travail, mais il e st susceptible égalem ent d’influencer la réception d’une offre, les entreprises pr a t iqu a nt su iv a nt l e s c a s un e p o lit iq ue d e disc rimina tion négative, ou une politique de discrimination positive comme l’exige la loi. L or sq u ’o n r a i so n n e d a n s l e c a s d u m o d è l e complètement substituable, où le handicap est une variable parmi d’autres dans l’équation d’emploi, qui mixe toutes les causes de non-emploi, il est bien évident que la présence d’une telle variable empêche d’isoler les préférences des autres facteurs de non-emploi. La décomposition du non-emploi n’est d o n c p a s p o s s i b l e d a n s c e c a s d e f i g u r e. Plaçons-nous maintenant dans le cas du modèle purement complémentaire. Dans la mesure où l’équation de participation est bien séparée de l’équation de réception, le modélisateur fait face à un choix difficile. Pour des raisons d’identification non paramétrique, il doit attribuer la variable à l’une des deux équations. Ce choix est forcément ad hoc et c’est pour cela que nous avons été amenés à considérer des variantes dans le modèle purement complémentaire, suivant l’affectation des variables qui peuvent servir d’instrument de contrôle à la fois à la participation et à la réception. C’est également un deuxième objectif de cette étude que de mettre en lumière ce genre de difficultés qui surviennent lorsqu’on abandonne le paradigme pur de l’offre de travail et d’en appréhender l’importance empirique.

Pour la clarté de l’exposé, nous commençons par présenter le modèle purement complémentaire, c’est-à-dire le modèle où les trois motifs du non-emploi sont présents et sont isolés les uns des autres. Nous verrons ensuite la logique qui préside à la construction des autres modèles.

Nous ne modélisons ici que la décision d’acceptation d’emploi et non le choix d’heures de travail. L’individu est supposé ne pas avoir le choix des heur es. Nous désirons construire un m odèle compatible avec l’a priori que le non-emploi en 1997 en France ne résultait pas seulement d’une décision assumée par les offreurs de travail mais également d’autres facteurs qui faisaient que l’individu n’était pas en situation de choix. Pêle-mêle, citons la possibilité d’un chômage keynésien dû à une insuffisance de la demande globale, d’un chômage dû à une insuffisance de capital, d’un chômage frictionnel, enfin d’un chômage dû à l’importance du coût du salaire minimum. En fait, le modèle permet d’aller un peu plus loin en cherchant à identifier, parmi toutes les autres causes qui expliquent qu’un i nd iv id u n e tr o u ve p a s d’e m p lo i, l a c é su r e représentée par le SMIC horaire.

La probabilité de recevoir une offre (sans tenir compte d’une éventuelle censure au SMIC) est notée P_i^r qui est indexée par i car elle peut dépendre de certaines caractéristiques de l’individu comme l’âge, le sexe, son lieu de résidence, etc... La proposition comporte un revenu d’activité net de charges sociales y_i qui est couplé avec une durée du travail h_i. Le salaire horaire est défini par

La probabilité conditionnelle à ω de ne pas être _i censuré par le couperet du SMIC, P^nc ( )ω, résulte _i d’un comportement d’optimisation de la part de l’entreprise. Nous supposons que le niveau de risque dépend de la comparaison des coins salariaux. Le coin salarial est une fonction de la rémunération et du nombre d’heures, noté C h( , )ω, que l’entreprise i i compare avec C SMIC h( , ) qui donne le coin _i salarial si l’entreprise avait rémunéré l’individu au SMIC (dans la limite de 39 heures par semaine) et au-delà en appliquant la législation sur les heures supplémentaires. La pénalité qu’encourt l’entreprise est supposée linéaire [9] en fonction du rapport

Une ré a lisation de c es d iff ér e ntes v ar iab les aléatoires permet à l’individu d’être placé en situation de choix, lorsque les circonstances lui sont favorables. Comme le modèle est entièrement statique, la consommation de l’individu est juste égale à son revenu disponible. S’il ne travaille pas, son revenu disponible est égal à R a( ; )θ où a i i0_i désigne ses ressources hors activité et transferts (qui sont supposées identiques en cas d’emploi ou de non-emploi et insensibles à toute réforme) et θ représente le système fiscalo-social. S’il travaille, son revenu disponible R y a i ( , ; )θ dépend en plus i i de son revenu d’activité y. On notera que les _i fonctions de revenu disponible sont indexées car les formules de calcul des transferts peuvent dépendre de caractéristiques de l’individu comme l’âge, son lieu de résidence, etc... La prise en compte de la taille familiale est réalisée classiquement en raisonnant en revenu disponible équivalent, qui se définit en divisa nt le reve nu disponible par le nom br e d’é quiva lents-a dultes donné pa r une éche lle d’équivalence.

Une fois ce modèle exposé, il est relativement aisé de comprendre la logique de construction des autres modèles [13]. Le premier modèle est un modèle pur de participation (modèle P) où les deux probabilités P_i^r et P^nc_i ( )ω sont posées par hypothèse égales à 1 :

Nous mobilisons les données de l’enquête Revenus Fiscaux 1998 qui concernent 2/3 des ménages des enquêtes Emploi 1997 et 1998. Pour chaque ménage, on dispose donc du revenu de marché annuel, du revenu salarial mensuel au mois de mars 1997 et au mois de mars 1998 et du temps de travail déclaré ainsi que du calendrier d’activité mois par mois au cours de ces deux années.

Les individus retenus sont les isolés (en distinguant les hommes des femmes), âgés de 20 à 60 ans, qui ne se déclarent ni retraité ni étudiant ni préretraité. Sont exclus d’emblée les individus qui ont un statut d’indépendant, d’em ployeur, d’aide familial, d’apprenti, de stagiaire [14] et d’une manière générale tout individu dont l’activité n’est pas réglementée par le SMIC. Les individus qui bénéficient de contrats aidés ne sont pas pris en compte car on ne connaît pas le coefficient d’aide dont bénéficient les entreprises qui les accueillent. Enfin, les individus qui ne sont pas la personne de référence du ménage sont écartés du champ de l’étude. Les sans-emploi regroupent les chômeurs, les personnes qui se déclarent être au foyer et les autres inactifs et, par convention, ceux qui travaillent sont les individus qui se sont déclarés en emploi en mars 1997 dans l’enquête Emploi. Au total, la taille de l’échantillon féminin est de 3222 individus, représentatifs de 972 573 adultes, tandis que l’échantillon masculin est plus réduit, 1801 unités représentatif de 661 373 personnes dans la population française [15]. Le taux de non-emploi est plus élevé chez les femmes que les hommes : 2340 femmes sont en effet en emploi, ce qui correspond, compte tenu de la pondération, à un taux de non-emploi de 26,82%, alors que 1409 hommes sont en emploi, ce qui nous donne un taux de 21,95% de non-emploi. Chez les hommes, 5,12% travaillent à temps partiel et cette proportion est b e a u c o u p p l u s c o n s i d é r a b l e c h e z l e s femmes,17,51%. Signalons enfin que toutes les personnes qui ont un revenu disponible d’inactivité nul (8 femmes et 8 hommes) ont été écartées de l’échantillon et qu’un seuil de salaire horaire net minimal a été fixé à 15 francs, ce qui élimine 55 individus du champ de l’étude.

Le salaire horaire a été d’abord calculé sur la base du salaire mensuel dans l’enquête Emploi 1997, y compris les primes déclarées dans cette enquête.

Une petite complication intervient dans le calcul du revenu disponible du fait qu’un même ménage Insee peut comprendre plusieurs foyers fiscaux. Le revenu disponible d’inactivité comprend les revenus du capital au sens des Revenus Fiscaux (RF) et les revenus des autres personnes du ménage, y compris ceux appartenant à d’autres foyers fiscaux. Les impôts sur le revenu acquittés par ces autres foyers viennent évidemment en déduction et ne font pas l’obj et d’une m ic r osi m ula tio n. D u c ôté de s prestations, sont microsimulés le RMI, l’API (Alloc ation d e pa re nt isolé), le s a lloc ations familiales de base, le complément familial, l’APJE ( A l l o c a t i o n p a r e n t a l e p o u r j e u n e e n f a n t ), l’allocation de rentrée scolaire, l’aide au logement et l’APL (Allocation personnalisée au logement). On se place dans une perspective de long terme, c’est-à-dire que l’on néglige tous les phénomènes d’intéressement (cumul temporaire d’un minimum social et d’une activité rémunérée autorisé par la législation). Ce choix, qui n’est pas exempt de critiques, a été guidé par deux considérations. D’une part, la base de données RF ne se prête pas bien au calcul des suppléments provisoires de revenu qu’autorise le système fiscalo-social, puisque les revenus d’activité des années antérieures n’y sont pas renseignés. D’autre part, l’erreur en 1997 est modeste car les possibilités de cumul restaient à l’époque très limitées (cf. par exemple, Fleurbaey et alii (4)). Les allocations de chômage ne sont pas prises en compte, ce qui se justifie, là encore, lorsque l’on adopte une optique de long terme. L’ASS (Allocation de solidarité spécifique) n’a pas été calculée en raison du manque d’information sur le calendrier d’activité passée de l’individu.

Les variables qui saisissent la “ chance” d’un individu de recevoir une offre seraient idéalement le taux d’arrivée par unité de temps des offres d’emploi sur le marché du travail auquel appartient l’individu de par sa formation, sa branche d’activité, son expérience, sa localisation géographique. Pour l’instant, nous ne disposons pas de telles données et nous devons nous rabattre sur des variables proxy qui présentent au mieux une corrélation attendue avec ce que nous voudrions mesurer. Nous avons retenu en premier lieu les taux de chômage nationaux pour l’année 1997 en croisant expérience et âge avec le d i p l ô m e a i n s i q u e l e s t a u x d e c h ô m a g e départementaux pour cette même année. Ensuite, en désespoir de cause, nous avons introduit quelques caractéristiques individuelles pouvant avoir un impact sur le taux d’arrivée des offres comme le fait d’être handicapé, d’être étranger et l’expérience générale (âge moins âge de fin d’études) en forme quadratique, en retenant l’hypothèse que l’on a le maximum de chances de recevoir une offre après 20 ans d’expérience.

Nous présentons les spécifications économétriques des six modèles. Pour les estimer, nous avons eu recours à la méthode du maximum de vraisemblance.

Il s’agit d’estimer classiquement deux équations, un e é q ua ti on de sa la i re e t u ne é qu a tio n d e participation.

Avec y le salaire annuel net imposable, l’équation _i de salaire est donnée par une équation de Mincer :

En s’appuyant sur la modélisation économique de la participation condensée dans l’équation (3), la variable latente pour accepter ou refuser un emploi caractérisé par y_i est donné par :

Le cas de l’employé

Une deuxième équation de “salaire” qui correspond au coût du travail vient s’ajouter aux deux équations p r é c é d e n t e s, c e p e n d a n t q u e l’é q u a t i o n d e participation se transforme en équation d’emploi.

On calcule pour chacun des salariés les coûts du travail correspondant au salaire brut horaire de l’individu ω_i et au SMIC horaire smic, associés à h_i heures de travail.

Cette fois-ci, on cherche la probabilité d’être employé. La traduction économétrique de l’équation d’emploi (4) demande à ce que la variable latente pour avoir un emploi caractérisé par y_i et ∆C_i soit donnée par :

Le cas de l’employé

Les deux équations de salaire sont identiques aux équations précédentes. La censure au SMIC est détachée de l’emploi.

Il s’agit encore d’une équation d’emploi mais sans v a r i a b l e d e c e n s u r e. L a v a r i a b l e l a t e n t e correspondante à l’équation (5) est :

Le modèle théorique nous dit que la probabilité de ne pas être censuré est égale à 1, lorsque la productivité est éga le ou supé rieur e au S MIC, que c ette probabilité tend vers 0, quand la productivité tend vers 0, c’est-à-dire lorsque ∆C h( , )ω tend vers − ∞. i i On souhaite modéliser cette probabilité de ne pas être censuré par une fonction croissante sur R⁻, qui vaut 1 en 0 et qui tend vers 0 en − ∞. Une candidate possible est la fonction suivante

Le cas de l’employé

On introduit pour la première fois une équation de réception d’une offre.

P o u r d e s r a i s o n s t e n a n t à d e s p r o b l è m e s d’ide ntif ica tion, nou s ne m od éliso ns que la probabilité relative de recevoir une offre : nous normalisons à 1 la probabilité de recevoir une offre pour un individu de référence [20], c’est-à-dire un i n d i v i d u q u i a d e s c a r a c t é r i s t i q u e s t e l l e s (département peu touché par le chômage, une expérience de 20 ans et absence d’handicap) qu’il recevra toujours une offre d’emploi.

Elle est semblable à l’équation du modèle d’emploi sauf que les variables supposées mesurer la plus ou moins grande difficulté de recevoir une offre n’y figurent plus. La variable latente pour avoir un e m p l o i c a r a c t é r i s é p a r y_i e t ∆C h i i ( , )ω correspondante à (6) est :

Le cas de l’employé

L’équation de participation est complètement identique à celle du modèle P.

Le cas de l’employé

Les trois causes du non-emploi sont maintenant isolées. L’équation de réception est semblable à celle du modèle RE et l’équation de censure est identique à celle du modèle CE, l’équation de participation à celle du modèle PE.

Le cas de l’employé

Nous procédons à une première estimation de chaque équation par moindres carrés et par probit pour f ou r n ir de s v a le u r s i ni ti a le s à l’a lg o r it hm e d’optimisation. Les coefficients de corrélation sont initialisés à 0 sauf ρ qui est estimé à travers un ₀ modèle SUR. Les résultats des estimations sont obtenus au bout d’un quart d’heure à une heure, suivant les modèles, sur un m icro-ordinateur Pentium 4 1,8 GHz.

Sans introduire l’ancienneté (la durée d’emploi dans l’entreprise où le salarié est embauché en mars 1997), tous les modèles autres que le modèle (P) donnent soit une censure du mauvais signe soit des écarts type gigantesques pour cette variable. Cette difficulté d’estimation pourrait être imputée aux spécifications choisies, si d’autres auteurs n’avaient pas rencontré des difficultés analogues dans le même contexte. Ainsi, rappelons que Laroque et Salanié (2003) sont conduits à présenter des résultats correspondant à un maximum local mais non global de leur vraisemblance [22]. Ceci témoigne à nos yeux de la fragilité des estimations d’un tel modèle sur des données portant uniquement sur les ménages. Des données de panel appariant ménages et entreprises auraient peut-être permis des résultats plus robustes.

La première chose remarquable est certainement que le coefficient de corrélation entre les aléas des deux équations de salaire est très stable et aux alentours de 75% pour les femmes. Il n’est pas affecté par les différences de modélisation qui touchent l’emploi. Pour les hommes, par contre, dans deux modèles, le modèle E et RE, ce coefficient de corrélation est plus faible. D’une manière générale, les coefficients sont très stables pour les femmes. Pour les hommes, on remarque que pour les deux mêmes modèles, le terme d’ordre 1 correspondant à l’ancienneté n’est plus significatif.

Il apparaît en premier lieu que le coefficient de corrélation ρ entre l’équation de participation et ₁ l’équation de salaire annuel est négatif. C’est une caractéristique que l’on retrouve dans les résultats de Laroque et Salanié mais ce coefficient dans nos estimations a tendance à être plus fort en valeur absolue. Les valeurs de ce coefficient s’étagent entre -37% et-65% pour les femmes [24]. Exprimé d’une autre manière, ce coefficient est du signe (négatif) du coefficient du revenu disponible d’inactivité, ceci dans tous les modèles et pour les deux sexes. Cela implique qu’un choc sur le salaire annuel a deux effets sur les termes de l’équation de participation. En sus de l’effet mécanique de hausse du revenu disponible d’a ctivité, effe t béné fiq ue sur la participation, ce choc a également une répercussion semblable à celle d’une augmentation de l’utilité de réserve, qui indubitablement représente un effet négatif sur la participation. L’effet total est la résultante de ces deux forces qui jouent en sens contraire et un calcul révèle que l’effet total est toujours positif. Maintenant, un choc positif sur le revenu disponible d’activité réalisé au moyen de transfert (par exemple du type de celui provoqué par la prime pour l’emploi) d’un même montant que le choc sur le salaire précédemment évoqué aurait le même effet positif, sans induire le même effet négatif. On en conclut donc, selon nos estimations, qu’une hausse du revenu disponible d’activité de x% suite à l’instauration d’une prime pour l’emploi par e xem ple a ura it un imp ac t plus gr an d sur la participation qu’une hausse de x% de ce même revenu d’activité suite à une hausse des salaires. Une in te r p r é ta t io n é c o no m i qu e du si gn e né ga t if transparaît dans le cas où la hausse du salaire annuel provient d’un accroissement des heures de travail. Le coefficient de corrélation négatif ρ traduit le ₁ coût en termes d’utilité de ce supplément d’heures.