Les travaux sur le chômage structurel reposent généralement sur l’hypothèse d’un facteur travail homogène. Cette approche est habituellement critiquée pour négliger la sensibilité différente de la demande de travail à son coût selon le type de qualification. Elle ignore également l’existence d’une rigidité spécifique liée au salaire minimum. D’ailleurs, l’observation des taux de chômage sur s é r i e s l o n g u e s m o n t r e c l a i r e m e n t q u e l e s déséquilibres entre l’offre et la demande de travail ne sont pas du même ordre entre les différentes catégories de diplôme considérées. La non prise en compte de l’hétérogénéité des qualifications dans une modélisation de la formation des salaires rend aussi difficile l’évaluation des effets des allégements de charges sur les bas salaires introduits depuis 1993 – approfondis dans le cadre de la loi sur la réduction du temps de travail – et donc de leur impact sur le chômage d’équilibre [1]. Le graphique 1 montre en effet l’impact différencié des allégements sur les prélèvements moyens et au niveau du SMIC.

Ce problème de ciblage est mieux traité dans certaines maquettes où le facteur travail a été désagrégé et qui ont été développées spécifiquement pour évaluer les politiques d’allégement de charges dans les années 90. Toutefois, ces maquettes présentent deux inconvénients majeurs :

Ces faits stylisés concernant les mouvements et les transitions de la main-d’œuvre ont conduit au développement de modèles théoriques centrés sur l’analyse des comportements de recherche d’emploi et des frictions induites par les réallocations de main-d’œuvre (modèles de « search »). Dans les m odèles de matc hing, les e mploye urs et le s employés font tous deux face à des frictions dans le processus de recrutement et ont un pouvoir de monopole qu’ils exploitent dans les négociations salariales (Pissaridès, 2000). Un second pan de la littérature relative au search étudie la formation des salaires dans le cas où les employeurs proposent des postes de productivité hétérogène et les employés recherchent les meilleurs opportunités parmi toutes les offres. Ce genre de modèle permet en particulier l’étude des interactions entre les institutions comme le régime d’assurance chômage et les durées de chômage (et non plus uniquement le niveau du taux de chômage), les effets de politiques de formation, d’aides à la recherche active d’un emploi ou d’incitations à l’embauche. Ces modèles donnent également une analyse plus fine des effets de certaines politiques économ iques. Ainsi, une subvention à l’embauche aura des effets très différents d’une baisse du coût du travail, ce qui n’est généralement pas le cas dans un modèle statique standard.

Paradoxalement, cette littérature a été peu mise à profit pour élaborer des maquettes du marché du travail. L’approche retenue ici consiste précisément à prolonge r le modèle d’appariement, dit de « matching », au cas d’un facteur travail hétérogène en distinguant trois catégories de qualifications et en précisant pour chacune d’elles les fondements microéconomiques de la formation des salaires. Les rigid ités s ala r iale s pr ovie nne nt à la f ois de l’existence d’un salaire minimum pour les salariés les moins qualifiés et de l’existence d’un processus de négociation des salaires pour ceux d’entre eux qui sont plus expérimentés et bénéficient d’un statut d’insiders. Autrement dit, les salariés peuvent acquérir un capital humain spécifique au sein de la firme à l’issue d’un processus de sélection. Ils p e u v e n t a l o r s v a l o r i s e r c e c a p i t a l d a n s l a négociation. Le marché du travail des très qualifiés est supposé être à l’équilibre concurrentiel. Cette maquette présente alors plusieurs avantages par rapport aux modèles existant :

Le modèle est calibré à partir des données relatives à l’économie française et des ordres de grandeur quantitatifs sont donnés pour les différents chocs envisagés. Les différentes simulations réalisées sur la base du calibrage de cette maquette montrent que les chocs affectant la fonction de production, par exemple un shift de progrès technique défavorable au travail peu qualifié, ou sur le processus de réallocation de la main-d’œuvre ont pu avoir un impact significatif sur la progression du chômage structurel, d’une ampleur comparable à un éventuel shift de la courbe de salaire. Pour ce qui concerne l’i m p a c t d e s p o l i t i q u e s é c o n o m i q u e s, l e s simulations suggèrent qu’une hausse de 1% du salaire minimum devrait entraîner une hausse de près de 0,1 point du chômage et diffuser à hauteur de 0,1 point en une hausse du salaire réel négocié par les salariés à qualification intermédiaire. En outre, cette maquette donne une évaluation comparable aux études réalisées ex post de l’impact des allégements de charges mis en œuvre en 1993 sur l’emploi, de l’ordre de 320 000 à long terme. Remarquons qu’une telle maquette serait particulièrement adaptée pour évaluer les effets des lois Aubry, exercice qui n’est pas effectué dans cet article.

Le processus d’embauche est également distinct sur les deux segments du marché du travail. Les salariés très qualifiés s’adaptent facilement à tous les types de postes d’encadrement, sans coût de transaction. S u r c e s e g m e n t d u m a r c h é d u t r a v a i l a u fonctionnement concurrentiel, il n’y a donc ni chômeur, ni emploi vacant [2]. Pour les salariés peu qualifiés, les embauches s’effectuent sur des postes rémunérés au salaire minimum et dépendent en revanche de la confrontation des offres et demandes d’emplois. Plus précisément, le processus de rencontre entre les chômeurs à la recherche d’un emploi et les entreprises disposant d’emplois vacants est modélisé par une fonction d’appariement M(.), qui indique le nombre d’embauches réalisées par unité de temps, lorsqu’il y a (V) emplois vacants et (U) chômeurs dans l’ensemble de l’économie. De manière standard, la fonction M (V, U) estsupposée strictement croissante par rapport à chacun de ses arguments et telle que M V M U( , ) ( , )0 0 0= =. Enfin, on admet que la fonction d’appariement présente des rendements d’échelle constants.

Du point de vue de l’entreprise, le maintien d’un emploi vacant occasionne des coûts dont le montant par unité de temps sera noté (h). Parallèlement, la probabilité de pourvoir un emploi vacant par unité de temps s’écrit :

où le paramètre θ ≡V U/ est l’indicateur traditionnel de tension sur le marché du travail.

De la même manière, la probabilité pour un chômeur de retrouver un emploi rémunéré au SMIC dépend uniquement de l’indicateur de tension ( )θ et est définie par :

On montre aisément que la probabilité de pourvoir un emploi vacant est une fonction décroissante de la tension sur le marché du travail, m'( )θ <0, alors que la probabilité de retrouver un emploi est une fonction croissantede cette mêmetension(d m d( ( )) / )θ θ θ >0.

La tension sur le marché du travail, les flux de promotion et le taux de destruction des emplois conditionnent, avec la technologie d’appariement, la d yna m iq ue de s f lux d e m a in-d’œuv re e t de chômeurs. Sur chaque petit intervalle de temps (dt), un poste occupé par un salarié peu qualifié est susceptible de devenir vacant, si la paire employeur-employé est affectée par un choc externe négatif. Ces chocs sur l’économie sont supposés intervenir de manière exogène et affecter différemment les postes rémunérés au salaire minimum et les postes des salariés peu qualifiés expérimentés. Les probabilités d’être licencié seront notées respectivement (q_e ) et (q_n ) p ou r l e s “ expérim entés” et les “non-qualifiés”. Ce tte hypothèse d’exogénéité des taux de séparation est certes discutable, le processus de destruction d’emploi relevant d’une décision stratégique de l’e n tr e pr is e, m ai s P is sa r idè s (2 00 0) m o ntr e comment il est possible d’endogénéiser cette variable sans modifier pour autant les principales conclusions et prédictions du modèle.

Le graphique 2 résume l’ensemble des hypothèses formulées sur les différents flux de main-d’œuvre sur le segment non qualifié. Cette représentation est naturellementtrès stylisée et présente l’inconvénient d’attribuer aux chômeurs et aux insiders qui viennent juste de perdre leur emploi la même probabilité de retrouver un emploi. Le processus de déqualification est ainsi instantané. Une manière de contourner cette obstacle aurait été de distinguer deux catégories de chômeurs, des chômeurs de courte durée et de longue durée, qui auraient des probabilités de retrouver un emploi et un revenu de remplacement différents. La multiplication des états rend toutefois la résolution plus compliquée et cette extension du modèle n’est pas développée ici.

Soit N la taille de la population active peu _NQ qualifiée, supposée exogène. À chaque instant, la population active des peu qualifiés s’accroît de

nouveaux arrivants, qui sont initialement des demandeurs d’emploi. En notant respectivement par U, L et L, le stock de chômeurs (qui sont tous _NQNQE peu qualifiés), les niveaux d’emploi des travailleurs non qualifiés et des salariés expérimentés, la dyna m ique de s fl ux e st dé cr ite, d’a pr ès le s hypothèses résumées dans le graphique 1 ci-dessus, par le système de trois équations suivantes :

L’équation (3) indique simplement qu’à chaque date le nombre de chômeurs s’accroît de la quantité

alors que simultanément U mθ θ( ) chômeurs retrouvent un emploi. Notons respectivement

et u U NNQ NQ = / le taux de croissance de la population active des peu qualifiés et leur taux de chômage. À l’équilibre de long terme, c’est-à-dire lorsque le taux de croissance de la population active est stabilisé et le taux de chômage stationnaire, on obtient la relation suivante entre taux de chômage et tension sur le marché du travail :

Dans la mesure où la variable Θ est le rapport entre le nombre de chômeurs et le nombre d’emplois vacants, cette dernière relation correspond, sous une forme implicite, à une courbe de Beveridge, qui décrit une relation décroissante et convexe entre le taux de chômage et le taux d’emplois vacants. Elle donne notamment une indication sur l’efficacité de la technologie d’appariement : dans un plan (u, v) plus la courbe est proche de l’origine, plus la technologie d’appariement est efficace.

_Q Q NQE NQ L e b i e n f i n a l e s t é g a l e m e n t u t i l i s é p o u r l’investissement (I) de l’entreprise, donc également de prix unitaire.

Chacun des biens intermédiaires est produit par un entrepreneur individuel (à un seul poste de travail) à partir du facteur travail correspondant à une qualification spécifique. Plus précisément les postes de travail occupé par un salarié qualifié, peu qualifié expérimenté et non-qualifié produisent respectivement les biens intermédiaires L, L et _QNQE L aux prix y y e, et y (ces prix correspondant à la _NQ Q production des entreprises individuelles).

Dans chaque entreprise individuelle, les salaires réels perçus à chaque instant par les smicards, les salariés peu qualifiés expérimentés et les salariés qualifiés sont notés respectivement w w_e, et w. _Q Chaque variable endogène du modèle fluctue évidemment au cours du temps, mais l’indice temporel n’est pas retranscrit afin d’alléger les notations. Les salaires réels nets sont soumis à taxation, le coin fiscalo-social affectant les trois types de qualification étant noté respectivement ρ ρ,_e et ρ. Par souci de simplification, le coin fiscal _Q est supposé ici constant. Il est aisé d’introduire la progressivité (ou dégressivité) de la taxation sur les salaires, ce qui serait en fait pertinent uniquement pour le salairenégocié w_e [3], mais cela compliquerait inutilement la présentation. D’ailleurs, dans le calibrage du modèle, le salaire négocié représente le point moyen d’une distribution hétérogène de salaires, qu’il conviendrait alors en toute rigueur d’expliciter complètement.

où ( δ ) est le taux de dépréciation du capital.

Les conditions du premier ordre de ce programme standard donnent, en notant F_i^'la dérivée première de la fonction F par rapport au facteur i :

Pour les facteurs de biens intermédiaires, qui sont supposés s’ajuster instantanément, la productivité marginale est égale au prix correspondant, tandis que celle du capital est égale à son coût d’usage (r +δ).

où ρ_Q désigne leniveaudu wedge pour les qualifiés.

Au niveau agrégé (de la grande entreprise), toute la main-d’œuvre qualifiée est utilisée pour produire le bien intermédiaire « qualifié » et les salaires des qualifiés s’ajustent pour équilibrer l’offre exogène N et la demande. La condition d’égalité entre la _Q productivité marginale du facteur travail qualifié et son coût s’écrit :

Àchaque instant, un postede travailpeuqualifié peut être vacant ou occupé. Lorsqu’il est occupé, il peut l’être par un salarié peu productif et rémunéré au salaire minimum ou par un salarié expérimenté qui négocie son salaire. Les espérances de profit pour les emplois vacants, pour les postes occupés par des salariés non qualifiés, et les postes occupés par des salariés peu qualifiés expérimentés sont notées respectivement Π Π v nq, et Π_e.

Sur chaque intervalle de temps (dt) un poste occupé au salaire minimum permet la production d’une quantité y dt d’output et donne lieu à versement du salaire net wdt au coût ρw dt pour l’entreprise. Cet emploi est susceptible de devenir vacant avec une probabilité exogène q_n d t s u it e à d e s c h oc s technologiques. Le taux d’intérêt réel r est exogène, et le taux d’actualisation des marchés financiers sur chaque intervalle de temps dt est donc égal à 1/(1+rdt). Enfin, l’entreprise promeut son salarié payé au salaire minimum avec une probabilité pdt, ce qui occasionne des coûts de formation C p( ), mais F augmente l’espérance de profit de la firme de Π Π e nq −, étant donné la productivité accrue des sa la rié s ex pér im en tés. À l’éta t sta tionna ire, l’espérance de profit pour un poste d’employé non qualifié vérifie la relation :

La relation (10) signifie que l’espérance de profit d’un emploi au salaire minimum est égal à la somme actualisée des flux de profit instantané ( )y w dt−ρ et de l’espérance des flux de profits futurs. Cette équation peut se réécrire de manière plus synthétique sous la forme d’une relation d’équilibre instantané des flux financiers générés par un emploi non qualifié :

De façon identique, on déduit l’expression de l’espérance d’utilité d’un emploi occupé par un salarié peu qualifié expérimenté enfonctionduprofit instantané qu’il procure à l’entreprise ( )y w e e e − ρ, de la probabilité de destruction d’un tel emploi ( )q_e et de la perte potentielle future q_{e v e} ( )Π Π− liée au changement d’état possible du poste de travail :

L’expression des profits espérés des emplois occupés se déduit de cette condition de libre entrée et des équations (11), (12) et (13) :

et

La durée moyenne pendant laquelle un emploi reste vacant est égale à 1/ ( )m θ. L’équation (16) signifie simplement que le profit intertemporel espéré sur un nouvel emploi pourvu au salaire minimum est égal à l’espérance du coûtmoyend’unemploi vacant

Le nombre d’emplois non qualifiés créés à chaque date est déterminé par le nombre d’emplois vacants ouverts et la tension régnant sur le marché du travail. Pour ce qui concerne les salariés expérimentés, l’entreprise ajuste sa demande de travail en décidant du taux de promotion qu’elle pratique. À chaque instant, la firme doit donc arbitrer entre le bénéfice qu’elle retire à former des salariés plus productifs et le coût engendré par ses promotions internes. À l’état stationnaire, le taux de promotion optimal est déterminé parlamaximisationdu profit espéréΠ_nq :

La condition du premier ordre du programme (17) conduit naturellement à l’égalisation entre le bénéfice marginal d’une promotion ( )Π Π e nq − et son coût marginal :

où ε est l’élasticité du coût de formation à la _CF probabilité de promotion (ε >0). Pour une valeur _CF du coût de formation suffisamment élevée, le programme (18) aboutira à une solution intérieure pour la probabilité de promotion (p∈]0,1[).

La condition du premier ordre (18) jointe aux équations (15) et (16) permet de déduire l’expression des demandes de travail, respectivement pour les salariés expérimentés et les salariés rémunérés au salaire minimum :

et

L es r e lation s (1 9) e t (2 0) m on tre nt que le s produc tivités m arginale s des facteurs travail rémunèrent l’ensemble des coûts liés à la relation salariale, c’est-à-dire le coût salarial, mais aussi les différents coûts de transaction à l’œuvre sur le marché du travail peu qualifié (ouverture d’un nouveau poste de travail ou promotion).

De la même manière, un employé au salaire minimum perçoit la rémunération nette (w), perd son emploi avec la probabilité q_n par unité de temps et est promu avec la probabilité (p). Son espérance d’utilité vérifie donc la relation suivante :

Enfin, un salarié peu qualifié expérimenté est rémunéré au salaire (w_e ), négocié avec l’entreprise suivant le processus modélisé dans la section suivante, et perd son emploi avec la probabilité q_e par unité de temps. L’espérance d’utilité V_e prend donc la forme suivante :

Le résultat de cette négociation est déterminé de manière standard par la maximisation d’un critère de Nash généralisé. La valeur du salaire négocié à chaque date est solution du programme suivant :

où γ représente le pouvoir de négociation des salariés.

La condition du premier ordre du programme (25) donne la règle de partage du surplus en fonction du pouvoir de négociation et du niveau du coin salarial :

En combinant les équations (26) et (28) et en utilisant la condition de libre entrée Π_v =0, on aboutit à l’expression du salaire négocié suivante :

Le salaire négocié est donc une combinaison linéaire de lavaleur delaproduction d’unsalarié, défalqué du prélèvement social, et des opportunités extérieures du salarié, rV_u, pondérés par leur poids respectif dans la négociation. Ainsi, si l’entrepreneur a tout pouvoir de négociation, (γ =0), le salaire sera simplement égal au salaire de réservation.

Pour obtenir une expression explicite du salaire négocié, il suffit à présent d’éliminer la fonction valeur dans l’équation précédente, à partir de l’équation (21) et en réécrivant l’écart d’espérance d’utilité entre un emploi au SMIC et le statut de chômeur :

A pr ès que lqu es d év el oppe m e nts, o n obt ien t aisément l’expression du salaire négocié en fonction de l’indicateur de tension sur le marché du travail, du taux de promotion et des exogènes du modèle :

où Γ ( , )θ p =

est une fonction croissante de ( )θ et de (p).

En fait, le salaire des peu qualifiés expérimentés est égal à l’expression (31) si et seulement si la négociation aboutit à une valeur du salaire supérieure au salaire minimum. En toute rigueur, l’expression de w_e s’écrit :

En fait, pour des valeurs suffisamment élevées du pouvoir de négociation et de la productivité des peu qualifiés, le salaire négocié est nettement supérieur au salaire minimum. Remarquons que l’expression (31) reste valide, que le salaire minimum soit supérieur ou inférieur au niveau des allocations (z). Ce cas est d’ailleurs théoriquement possible, puisque la condition de participation des smicards est V V nq u >, qui se réécrit d’après ( 30)

Le salaire négocié est une fonction croissante de la tension sur le marché du travail. Il est également croissant avec le salaire minimum. La diffusion n’est pas intégrale, puisque la fonction ( )Γ reste majorée par 1. Il est aisé de montrer que le salaire négocié est croissant avec le revenu de remplacement net (z). Autre résultat intuitif, le salaire négocié décroît avec le niveau du coin fiscal affectant le travail peu qualifié expérimenté (ρ_e ). En fait, la répercussion d’une hausse du coin fiscal sur le salaire net n’est pas intégrale mais dépend du pouvoir de négociation et des autres paramètres du modèle [5]. Le salaire négocié est également croissant avec la probabilité de promotion mais décroissant avec le taux de destruction des emplois au SMIC. En effet, une hausse du taux de destruction q_n ou une baisse de (p) diminuent la valeur d’être sur un poste rémunéré au SMIC et donc limite potentiellement l’espérance futur d’un insider perdant son emploi (c’est-à-dire son point de repli). L’effet de q_e est en revanche ambigu. Lors des négociations, les insiders vont en fait revendiquer une hausse des salaires en contrepartie d’une hausse du taux de destruction des emplois expérimentés. En cas de perte d’emploi, en revanche, une hausse de q_e va diminuer les pe r s pe c t ive s de g a in f ut ur e t d o nc, c o m m e précédemment, affecter négativement le point de repli lors des négociations. Pour des valeurs des pa r a m è tr e s c o r r e s p o nd a n t à la s i tu a t io n de l’économie française, l’effet de compensation salarial l’emporte (voir les simulations de la section suivante).

Ce sont ces équations que l’on retrouve à l’annexe 1 récapitulant l’ensemble du modèle.

Les hypothèses formulées sur la fonction de production vont jouer un rôle crucial pour le calcul de l’équilibre du modèle. Afin de tenir compte des degrés de substituabilité hétérogènes entre les facteurs, la fonction de production retenue ici est une fonction CES imbriquée, qui regroupe les agrégats travail qualifié et capital, d’une part, et l’agrégat constitué des deux facteurs de travail peu qualifié, d’autre part. La fonction de production considérée est donc la suivante :

− où σ ρ σ ρ σ ρ 1 1 1 2 2 1 1 1 1 1= − = − = − − − ( ) , ( ) , ( ) sont les élasticités de substitution entre les salariés peu qualifiés, entre le capital et le travail qualifié et entre les deux catégories.

Tableau 1
statique comparative du salaire négocié à l’équilibre stationnaire

Les différentes élasticités de substitution sont calibrées à partir de travaux d’estimations récentes sur données françaises (voir Gianella, 2002). D’après Biscourp et Gianella (2001), qui raisonnent sur deux catégories d’employés, les qualidiés (S) et peu qualifié (U), le travail qualifié ( ,σ ≅11 et _UK σ ≅ 0 7, ) et les différentes catégories de travailleurs _SK sont aisément substituables entre elles ( )σ ≅1 [8].

_SU Les valeurs de σ et σ sont fixées respectivement à ₁₂ 1,1 et 0,7. L’élasticité σ est supérieure à σ car les _1SU catégories de qualifications sont par définition plus homogènes dans le cas du modèle. Il est en revanche plu s d é lic a t d e dé t er m ine r u ne va l e ur po ur l’élasticité de substitution entre l’agrégat travail peu qualifié et l’agrégat capital physique-capital humain (σ). Les estimations effectuées par Gianella (1999) suggèrent une faible substitution entre capital et travail peu qualifié, de l’ordre de 0,7, alors que celles de Biscourp et Gianella (2001) aboutissent à une élasticité supérieure à 1. Les estimations sont toutefois moins précises dans le second cas. L’élasticité (σ) est fixée à 0,8, soit une valeur intermédiaire qui appartient aux intervalles de confiance des deux estimateurs.

Les autres paramètres de la fonction de production α β, et β reflètent, pour des valeurs quasiment ₁₂ unitaires des élasticités de substitution, la part des différents facteurs dans la valeur ajoutée. D’après l’enquête Emploi 2000, la part de la masse salariale revenant aux salariés rémunérés à moins de 1,1 SMIC horaire est supérieure à 8%, celle revenant aux insiders dépasse 40% et celle revenant aux très qualifiés est de l’ordre de 50%. En fixant à 0,7 la part des salaires dans la valeur ajoutée, on obtient alors les valeurs suivantes des paramètres : α =0,38, β₁ =0,15 et β₂ =0,50.

Le pouvoir de négociation des salaires est calibré à partir des estimations d’Abowd et Allain (1996) pour la France. Ces estimations, menées en supposant un pouvoir de négociation homogène entre les salariés, aboutissent à une valeur de ( )γ de 0,4 [9].

La fonction de matching est une fonction homogène de degré 1, généralement représentée par une fonction de type Cobb-Douglas :

Plusieurs estimations du paramètre d’échelle ( )λ sont disponibles dans la littérature empirique sur le s u j e t. D a n s l a p l u p a r t d e s m o d è l e s macroéconométriques, les auteurs fixent la valeur de ce paramètre à 0,5 sans pour autant que cette valeur repose sur des fondements solides. À notre avis, une des études les plus convaincantes et rigoureuses du point de vue économétrique est celle récemment effectuée par Anderson et Burgess (2000) à partir de données longitudinales américaines. Ces données trimestrielles sont disponibles par État, ce qui permet de contrôler pour les effets temporels et les effets spécifiques à chaque région. Les auteurs aboutissent ainsi à une élasticité de la fonction de matching au chômage nettement inférieure aux estimations effectuées sur séries temporelles [10] : $,λ ≅ 01 [11]. Cette estimation présente l’inconvénient de porter sur l’économie américaine, mais les données sur les emplois vacants en France sont de mauvaise qualité. Il est cependant probable que les processus d’appariement ne diffèrent que marginalement d’un pays à l’autre. Les paramètres M et (h) sont calibrés ₀ afin d’obtenir des probabilités de transition sur le marché du travail conformes aux observations. Une étude de sensibilité à ce paramètre sera toutefois effectuée.

L’existence d’un coût de formation, croissant avec la probabilité de sélectionner un insider, est la seconde source de friction du modèle. La fonction de coût est supposée quadratique :

où le paramètre C est égal au coût maximal de ₀ formation, c’est-à-dire au coût nécessaire pour former le salarié le moins adapté à l’entreprise (C₀ est fixé à 200 000 F par an).

Le s salaire s r elatif s sont cohére nts avec le s statistiques obtenues par l’Enquête Emploi : un salarié très qualifié perçoit en moyenne un salaire net près de 3 fois supérieur au SMIC et environ 1,5 fois supérieur au salaire des peu qualifiés non smicards. Le taux de promotion est de l’ordre de 48%. Ce taux est largement supérieur au taux de transformation des CDD en CDI, environ égal à un tiers, mais ce taux recouvre une réalité plus large dans le modèle (et inclut notamment les promotions des salariés déjà en CDI). De la même manière, le taux de sortie du chômage est élevé (la durée moyenne de chômage étant à peine supérieure à l’année), mais il faut considérer que ce dernier intègre également des transitions directes d’emplois en emplois, non modélisées par la maquette. Le taux de chômage po u r l’e n s e m b le d e l’é c o no m ie ( y c o m p r i s entrepreneurs individuels et salariés du public) est de 9%. Ce taux est inférieur d’environ ½ point à celui atteint au début de l’année 2000. Cette différence doit être interprétée comme un chômage keynésien résiduel. Elle peut également être imputée en partie à la non prise en compte du chômage des qualifiés dans la maquette [12]. Rappelons que le calibrage n’intègre pas les allégements de charges liés à la réduction du temps de travail, mais uniquement la ristourne sur les bas salaires jusqu’à 1,3 SMIC.

Le chômage affiché dans ce compte central est la combinaison d’un chômage structurel lié aux rigidités des salaires des peu qualifiés et d’un chômage frictionnel lié aux coûts de transactions, mais le taux obtenu dans le compte central ne doit pas être considéré comme une évaluation robuste du taux de chômage d’équilibre de l’économie française en 2000. En effet, certains paramètres comme le coût d’un emploi vacant ou le coût de formation sont difficilement mesurables, alors qu’ils jouent un rôle important dans la détermination de l’équilibre. L’hypothèse d’un segment du marché du travail qualifié concurrentiel conduit à surestimer le chômage des peu qualifiés dans le compte central (il est cependant possible de réécrire le modèle en tenant compte d’un chômage frictionnel pour les plus qualifiés). L’intérêt principal du modèle réside donc dans l’analyse de variantes de politiques économiques, mais une manière complémentaire d’utiliser la maquette en variante consiste à examiner c om m en t la m od ifi ca ti on d’u n ou plus ie ur s paramètres structurels affecte l’équilibre.

Tableau 2
compte central de la maquette

Les variantes indiquent une élasticité du chômage d’é q u i l i b r e a u x p a r a m è t r e s d e p o u v o i r d e négociation (γ) et au coût d’un emploi vacant (h) de 0,13, ce qui est d’une ampleur peu élevée. Il est par ailleurs peu probable que ces paramètres aient connu une progression au cours de la période récente. Le taux de syndicalisation a en effet fortement diminué, les négociations salariales sont plus décentralisées et desgrandes entreprises publiquesont étéprivatisées. La valeur de l’élasticité de la fonction de matching ainsi que le coût de formation C influent très peu ₀ sur le niveau du chômage d’équilibre.

L es chocs technologiques sur les paires employeur-employé ont en revanche un impact négatif non négligeable sur l’emploi. Une hausse de 1% du taux de séparation des insiders (q_e ) favorise la substitution envers les salariés non qualifiés, mais déprime fortement la demande de cette catégorie (40 000 emplois sont détruits). Un taux de séparation plus élevé induit en effet des coûts de recrutement et de formation plus élevés pour les entreprises. L’effet négatif sur l’emploi de cette catégorie est d’autant plus élevé que les salariés voudront négocier une hausse de leur rémunération pour compenser le risque accrû de perte d’emploi. Une hausse du taux de séparation des smicards (q_n ) a des effets plus faibles sur le niveau du chômage d’équilibre mais affecte en revanche de façon plus homogène les deux catégories de salariés peu qualifiés (chacune des catégories subit la perte de 6 à 7 000 emplois). Le taux de promotion augmente légèrement (+0,2%), puisqu’un emploi d’insider devient relativement plus stable du point de vue de l’entreprise. Mais la probabilité pour un chômeur de retrouver un emploi diminue (-0,3%).

Le taux de turnover a fortement augmenté au cours des deux dernières décennies, surtout pour les salariés les plus fragilisés sur le marché du travail. Bien que cette intensification des mouvements de ré-allocation de main-d’œuvre résulte en grande partie d’un changement des politiques de recrutement des entreprises (forte progression des embauches en CDD et en intérim), l’introduction de nouvelles technologies et de nouvelles organisations du travail [13] a certainement contribué à accroître le turnov er de m a nière sign if icative. Da ns ces conditions, l’existence de frictions dans le processus d’appariement a pu potentiellement conduire à une hausse non négligeable du chômage d’équilibre.

Un choc de progrès technique défavorable au travail peu qualifié peut être modélisé par une baisse de la part (α ) de cet agrégat dans la fonction de production. Une diminution de 1% de ce paramètre conduit à la destruction de 110 000 emplois, dont 80 000 sont des emplois au SMIC. Ce dernier résultat suggère qu’une faible variation de ce paramètre peut déprimer fortement la demande de travail peu qualifié. L’activité est fortement déprimée (-1%) et le facteur capital ne bénéficie pas de l’amélioration de sa rémunération relative (l’effet revenu l’emporte sur l’effet substitution).

D’autres hypothèses parfois avancées, comme la hausse du coût du capital, semblent moins probantes. C er ta ines é tudes ( Giane lla, 2002) suggè re nt d’ailleurs que ce coût a plutôt baissé sur la période 1984-1997. La maquette suggère en revanche qu’un shift de progrès technique, perceptible par la hausse sensible de la part des qualifiés dans l’emploi total, a pu jouer un rôle dans la hausse du chômage structurel. La maquette ne permet pas d’évaluer convenablement les effets sur l’emploi d’un tel shift de demande selon les qualifications, puisqu’un tel exercice nécessite une représentation fiable de l’éventuelle « déformation » de la fonction de production.

Tableau 3
simulations de variations des paramètres structurels

Sur le marché du travail des salariés non qualifiés, une hausse du SMIC de 1% dégrade de façon non ambiguë la demande de travail via un effet de coût du travail auquel s’ajoute un effet d’échelle : environ 15 000 emplois au SMIC sont ainsi détruits (voir tableau 4, colonne 1).

Sur le marché du travail des salariés qualifiés, la dégradation de la rentabilité des entreprises ne se traduit pas par une baisse de l’emploi, dont le marché est à l’équilibre, mais par une baisse des salaires via un effet d’échelle qui transite par la frontière de prix.

Tableau 4
effet d’une hausse du SMIC sur le fonctionnement du marché du travail des peu qualifiés expérimentés

Sur le marché du travail des salariés expérimentés, l’impact d’une hausse du SMIC sur l’emploi est a priori ambigu (voir tableau 4). L’effet de substitution favorable à l’emploi des expérimentés est en fait limité par la diffusion du salaire minimum sur le s a l a i r e n é g o c i é. D u f a i t d e l e u r p o s i t i o n d’insiders [15], les salariés expérimentés parviennent à capter ex ante une partie de la hausse du SMIC. Au total, le salaire négocié diminue par rapport au SMIC et la hiérarchie des salaires se réduit. L’effet de substitution est donc en partie entamé par la diffusion du SMIC mais joue en faveur de l’emploi des salariés expérimentés.

Néanmoins, ex post l’effet d’échelle domine nettement l’effet de substitution : la perte de profitabilité due à une hausse du SMIC de 1% entraîne la destruction de près de 20 000 emplois de salariés expérimentés. Au total, une hausse du SMIC de 1% se traduit par la destruction de près de 35 000 emplois.

La hausse du chômage qui en résulte tend à déprimer les salaires et l’effet global d’une hausse du SMIC sur le salaire négocié est a priori ambigu. Le calibrage retenu suggère qu’une hausse de 1% du SMIC entraîne une légère hausse du pouvoir d’achat des salariés expérimentés de près de 0,1%. Cet effet est un effet de long terme, qui est cohérent avec les résultats d’estimations d’équations de salaire. Ces dernières aboutissent à un effet de diffusion des coups de pouce légèrement plus élevé (de l’ordre de 0,15 à 0,20 %) à l’horizon de quelques trimestres. À plus long terme, lorsque les entreprises restaurent leur profitabilité et ajustent le niveau d’emploi et les rémunérations, le resserrement de la distribution des salaires serait alors accentué.

La baisse du salaire des qualifiés (-0,2%), qui est le seul mécanisme d’ajustement de ce segment du marché du travail dans la maquette et qui permet d’absorber le choc de production négatif, contribue également à ce resserrement de la hiérarchie des salaires.

Enfin, une hausse du SMIC affecte également le fonctionnement des transitions sur le marché du travail des peu qualifiés. Elle conduit à une baisse importante (de près de 2%) du taux de sortie du chômage et de la tension caractérisant ce segment du marché du travail, mais à une hausse du taux de promotion (0,3%). Autrement dit, l’amélioration de la situation d’un salarié au SMIC est double : il perçoit d’une part un salaire plus élevé et a d’autre part de meilleures perspectives de carrière. En revanche, l’utilité espérée d’un chômeur se dégrade fortement suite à la baisse de la tension sur le segment peu qualifié.

Cette dualité entre insiders et outsiders est un des faits stylisés importants du marché du travail français et est à comparer à la plus grande fluidité observée aux États-Unis (cf. Cohen et alii, 1997). Remarquons que cette situation est parfaitement compatible avec des flux de destruction d’emplois au sein des entreprises similaires (Abowd et alii, 1997). En effet, les salariés nouvellement recrutés en France proviendraient préférentiellement d’autres entreprises, alors qu’aux États-Unis le faible niveau du salaire minimum limiterait cette stigmatisation.

La hausse du coin fiscal au niveau du SMIC laisse en revanche inchangée la rémunération du SMIC nette : elle n’a donc pas d’impact ex ante sur la négociation du salaire des expérimentés. Ainsi, le salaire négocié diminue de manière non ambiguë sous l’effet de la baisse de la productivité du travail expérimenté et de la hausse du chômage (0,1%). L’ajustement à la baisse du salaire négocié entraîne une moindre dégradation de l’emploi des salariés expérimentés que dans le cas d’une hausse du SMIC (- 0,1% contre - 0,3%). Au total, 20 000 emplois sont détruits, soit de 10 à 15 000 de moins que dans le cas d’une hausse du SMIC (voir tableau 5, colonne 2).

L’alourdissement du coût du travail au niveau du SMIC est compensé ex post par une baisse des salaires des autres catégories de main-d’œuvre via la fr ontièr e d e pr ix, d e m a nièr e à re sta ure r la profitabilité des entreprises. Dans le cas d’une hausse du coin fiscal, qui n’induit pas d’effet de diffusion sur le salaire négocié, la baisse du salaire « désiré » est répartie entre les deux catégories de main-d’œuvre (salariés qualifiés et expérimentés).

La moindre hausse du chômage entraîne une baisse p l u s f a ib l e d u t a u x d e s o r t i e d u c h ô m a g e. Néanmoins, le taux de promotion augmente de façon proportionnelle en cas d’une hausse du SMIC : la baisse relative de la profitabilité des salariés non qualifiés accroît en effet les transform ations d’emplois au SMIC en emplois expérimentés.

Sur le segment non qualifié, la rigidité du SMIC implique que l’ajustement passe par la demande de travail uniquement : l’emploi des salariés au salaire minimum se dégrade fortement (-20 000 emplois). Sur le segment qualifié, l’ajustement s’effectue par une baisse des salaires de l’ordre de 1,3%. Sur le marché des salariés expérimentés, l’ajustement est « mixte » car la hausse du coût du capital n’affecte pas ex ante les aspirations salariales. L’ajustement du salaire à la baisse de la productivité du travail est partiel (-0,5%) et entraîne une baisse de l’emploi (-40 000 emplois).

D an s un m o dè le th éo ri que à f a ct eu r tr a va il homogène, l’évaluation de l’impact sur le chômage structurel d’un allégement de charges ciblé sur les bas salaires est potentiellement biaisée, puisqu’un tel modèle ne tient pas compte de l’hétérogénéité des modes de fixation des salaires. L’impact d’une baisse (ou d’une hausse) du coin salarial sur le coût du travail dépend en effet fortement de la réaction des salaires nets à la baisse (ou à la hausse) du coin salarial. Or, selon le degré de rigidité des salaires, cet ajustement des salaires nets sera plus ou moins important. Au bas de la distribution des salaires, l’ajustement est évidem ment difficile en ca s d’existence d’un salaire minimum. Dans le cas de salaires négociés, cet ajustement est théoriquement partiel, d’une part parce que les salaires réagissent à la variation du taux de chômage et, d’autre part, parce que les syndicats peuvent intégrer dans leur f o n c t i o n d’u t i l i t é l e s r e v e n u s d i f f é r é s q u e représentent une hausse des cotisations sociales. Enfin, dans le haut de la distribution des salaires, au nive a u duq ue l la f or m ati on de s sa la ire s e st probablement proche d’un modèle concurrentiel, l’ajustement des salaires nets sera sans aucun doute im po rta n t et ab sor be r a la q ua si- to ta lité de s variations de coût ex-ante. Enfin, si la demande de travail est plus sensible à son coût au bas de la hiérarchie des salaires (hors tout ajustement ex post de la courbe d’offre) ou si les possibilités de substitution entre les différentes qualifications sont supérieures à l’unité (Laffargue, 1999), les effets des baisses ciblées sont également sous-estimés par un modèle agrégé. Un raisonnement à partir d’un tel modèle, dans lequel le salaire moyen présente de manière générale un degré de rigidité nettement moindre que celui prévalant au niveau du SMIC, doit donc sous-estimer les effets d’une telle politique.

Tableau 5
variantes de politique économique

calcul des auteurs.

Les effets théoriques de l’ajustement différencié du salaire net selon les catégories d’emploi apparaissent c l a i r e m e n t d a ns l e s s im u la ti o n s p r é s e n té e s précédemment (voir tableau 5). La baisse du coin fiscal se répercute entièrement sur le coût du travail au niveau du SMIC et permet aux effets positifs sur l’emploi de fonctionner à plein sur ce segment du marché du travail. Au niveau du salaire négocié, en revanche, l’accroissement de la demande de travail consécutive à la hausse de la profitabilité des entreprises est en partie convertie en une hausse de salaire net. Le salaire négocié (29) augmente en effet au travers de deux canaux : le premier correspond à un effet de partage du profit, la hausse de la productivité étant répartie entre employeurs et e mployé s se lon le ur pouvoir de négoc iation respectif; le second renvoie à un effet « Phillips », la hausse de la probabilité de sortie du chômage accroissant le point de repli des insiders. Le salaire des qualifiés croît de façon à absorber complètement l’excès de demande. La hausse du salaire négocié entame une partie des effets positifs de la ristourne sur l’emploi. Au total, cette mesure de politique économique créerait près de 320 000 emplois à long terme, dont environ 175 000 emplois au SMIC et plus de 140 000 emplois d’insiders. Ces créations d’e m p loi s g é nè r e nt un e ba i sse d u c h ôm a ge structurel de 1,2 point (voir tableau 5, colonne 5).

Le caractère ciblé de la ristourne sur les bas salaires présente toutefois l’inconvénient de créer des « trappes à bas salaires ». Le taux de promotion diminue de 2,6%. Les allégements de charges ont donc des effets importants sur l’emploi mais contribuent à entraver la carrière salariale des salariés rémunérés au SMIC.

Enfin, la maquette permet d’illustrer les effets du ciblage de la ristourne sur les bas salaires en comparant les résultats précédents avec ceux d’une simulation d’une baisse homogène des taux de cotisations sociales employeurs pour un montant de 40 MdF [17]. Celle-ci créerait alors moins de 60 000 emplois (voir tableau 5, colonne 6).

Au niveau du SMIC, le surcroît de recettes lié à la h a u s s e d e l’e m p l o i n e c o m p e n s e q u e t r è s partiellement le manque à gagner dû à l’allégement du barème des charges sociales et les baisses de cotisations atteignent 30 MdF. Ces moins-values sont pour partie compensées par la hausse de l’emploi et du salaire des insiders (10 MdF). Sur le segment des qualifiés, la hausse des salaires génère en revanche des rentrées importantes de cotisations (14 MdF). Ce dernier effet découle directement de l’ampleur de la hausse des salaires de cette catégorie, hausse très dépendante du choix des élasticités retenues pour la fonction de production (cf. tableau 7 et ci-après), le calibrage de la maquette conduisant ici à une élasticité forte des salaires des qualifiés. Ce point constitue à l’évidence une fragilité pour l’évaluation des montants budgétaires en jeu.

L’évaluation de ces retours financiers est source de débats permanents et ne correspond en principe pas à la logique du décide ur politique au mom ent d’arbitrer le financement de la mesure. Pour cette raison, les schémas de financement de la mesure simulés à partir de la maquette sont des financements ex ante. Par ailleurs, les résultats obtenus à l’aide de l a m a q u e t t e r e n d e n t q u e l q u e p e u c a d u q u e l’introduction d’un financement ex ante de la mesure – vu son caractère quasiment autofinancé.

Deux pistes de financement ont cependant été explorées, qui consistent à pratiquer différents reprofilages du barème des cotisations. L’une repose sur un prélèvement exclusif sur le travail qualifié, l’autre sur un prélèvement uniforme sur la totalité du facteur travail. La première solution revient de facto à accentuer la progressivité du barème, la seconde à l’atténuer. Sans surprise, un prélèvement sur le seul travail qualifié apparaît préférable, à la fois parce qu’il est neutre sur le volume d’emplois créés et qu’il procure les recettes les plus importantes. La taxe proportionnelle sur le facteur travail est légèrement moins efficace du point de vue des créations d’emploi et des retours financiers, mais perturbe peu la hiérarchie des coûts salariaux.

Il apparaît tout d’abord que les évaluations des créations d’e mploi gé nér ées par la ristourne dépendent fortement de la valeur de l’élasticité de la fonction de matching (λ). Plus ce paramètre est élevé, moins les créations d’emplois liées à la baisse du coût du travail sont nombreuses. Les propriétés du modèle sont en effet d’autant plus proches d’un modèle de demande de travail que cette élasticité est faible. Pour de fortes valeurs de (λ), en revanche, l’o u v e r t u r e d e n o u v e a u x e m p l o i s v a c a n t s consécutive à la baisse du coût du travail donnera lieu à un nombre d’appariements plus faible. Les frictions limitent alors d’autant l’efficacité de la mesure.

Les effets sur l’emploi sont en revanche moins d é p e n d a n t s d e s v a l e u r s d e s é l a s t i c i t é s d e substitution. Si les salariés peu qualifiés sont moins substituables entre eux, les insiders bénéficient de cette situation pour en retirer une rente salariale supplémentaire. Les créations d’emplois sont alors relativement plus nombreuses au niveau du SMIC et, au total, sont légèrement inférieures. Une moindre substituabilité entre les agrégats qualifiés et non qualifiés se traduit en revanche par des créations d’emploi nettement plus faibles (240 000 pour σ =0,7 contre 318 000 pour σ =0,8). De par la nécessité d’accumuler relativement davantage de capital humain et physique pour atteindre le même niveau de productivité de l’agrégat peu qualifié, la hausse de profitabilité induite par les allégements de charge est inférieure.

Les possibilités de substitution par de l’emploi peu qualifié sont alors limitées, en particulier pour le travail peu qualifié expérimenté dont le salaire net augmente relativement plus par rapport au salaire net des qualifiés que dans la variante de base. Notons toutefois qu’une valeur de l’élasticité de substitution σ de 0,7 correspond au bas de la fourchette des estimations empiriques sur données françaises (voir Biscourp et Gianella, 2001, ou Gianella, 1999).

Tableau 6
simulations de la ristourne Juppé selon la source de financement ex ante

financement ex ante

Tableau 7
sensibilité à certains paramètres de la variante Juppé

Les simulations de variantes analytiques confirment le fort effet dépressif d’une hausse du coût d’usage du capital. Le salaire minimum joue naturellement un rôle primordial sur le niveau du chômage structurel de l’économie. Une baisse du coût du travail de non-qualifiés, sous la forme d’une exonération de cotisations sociales employeurs calée sur le profil de la ristourne Juppé, permettrait la création de 320 000 emplois. Enfin, les simulations de chocs sur les paramètres structurels du modèle indiquent que la dynamique du chômage structurel n’est pas seulement guidée par des variations des rigidités salariales. En effet, des shifts négatifs sur la f on c tio n de p ro du c tion ou sur le p ro c es su s d’appariement (hausse du coût des emplois vacants ou hausse des taux de séparation) ont pu conduire à des hausses d’ampleur significative du chômage d’équilibre. La dynamique des flux de main d’œuvre apparaît donc comme un élément central des relations entre employeurs et salariés.

De nombreux développements et prolongements peuvent permettre d’accroître la pertinence de la maquette. Fondamentalement on peut en retenir trois :

Le facteur (d) est un facteur d’homogénéisation des mesures du capital et du nombre de salariés (d =1/10000).

Les demandes de facteurs

où le coût du capital C_K prend en compte la fiscalité pesant sur ce facteur τ_K.

Le bloc d’offre

La tension sur le marché du travail

L es équations de flux

La maquette est donc constituée de 12 équations et 12 endogènes : la production Y, les rémunérations des facteurs travail w w nq e, et w_Q, le stock de capital K, les niveaux d’emploi L LNQ NQE, et L_Q, le nombre d’emplois vacants V, le taux de promotion p, le niveau de chômage U et enfin l’indicateur de tension sur le marché du travail θ.

La fonction de « matching » et les coûts de promotion

d’où m M( )θ θ^−λ =₀ et θ θ θ^−λ m M( )=₀1