Résumé Nous proposons une nouvelle estimation multivariée du modèle ws-ps sur données macro-économiques françaises. Partant d’une présentation théorique des déterminants structurels de la formation des salaires et des prix,





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date de publication12.10.2019
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Identification de PS et WS

Spontanément, chacun des deux vecteurs de cointégration fait apparaître un coefficient du taux de chômage avec un signe opposé, ce qui indique à la fois un comportement de price-setting et de wage-setting. Néanmoins à ce stade, il convient de noter que ces deux vecteurs de cointégration n’ont aucune signification économique et ne constituent rien de plus qu’une base vectorielle de l’espace cointégrant. Formellement, ils sont obtenus comme les vecteurs propres de la matrice de long terme P et toute combinaison linéaire de ces deux vecteurs constitue une nouvelle relation de cointégration entre ces sept variables. Ces vecteurs n’ont alors qu’une valeur purement statistique. L’économétrie seule ne permet pas de déterminer ex nihilo la forme structurelle des courbes (WS) et (PS). Elle ne dispense donc pas d’une réflexion théorique sur la forme des équations structurelles, mais au contraire exige que les conditions d’identification soient clarifies a priori, grâce au modèle théorique, avant de commencer l’estimation. L’identification des deux courbes est menée ici à l’aide des deux restrictions théoriques suivantes : la détermination des salaires (courbe WS) est supposée se faire indépendamment du niveau de productivité (contrainte d’identification de Manning [1993]) et le chômage est supposé ne pas influencer la détermination des prix (courbe PS). Les formes structurelles sont alors obtenues en calculant les deux combinaisons linéaires des vecteurs de cointégration estimés qui satisfont les contraintes d’identification. Il faut bien noter qu’il ne s’agit pas d’un test, mais d’un simple changement de base dans l’espace de cointégration, afin de discerner statistiquement les deux équations structurelles. Après normalisation, les deux relations de long terme juste identifiées s’écrivent :





Pour finir des restrictions sur-identifiantes ont été testées, les résultats sont reportés dans le tableau ci-dessous : l’exclusion du coin fiscalo-social, des termes de l’échange et du trend linéaire de la courbe (PS) est acceptée au seuil 5 %.

Tableau 6 - Tests de restrictions sur-identifiantes


Hypothèse nulle

Hypothèse acceptée

Statistique du rapport de vraisemblance

Exclusion de h de (PS) et (WS) et exclusion de pc-p de (PS)

oui

c2 (3) = 0.94 (0.82)

Exclusion de h de (PS) et (WS) et exclusion de pc-p et de coinfs de (PS)

oui

c2 (4) = 0.95 (0.92)

Exclusion de h de (PS) et (WS) et exclusion de pc-p,coinfs et du trend de (PS)

oui

c2 (5) = 6.21 (0.29)


Des hypothèses structurelles supplémentaires ont également été testées, comme l’exclusion des variables mm et ec de (PS) mais celles-ci ont toutes été rejetées. La présence de ces variables dans l’équation de prix n’est pas fondée théoriquement ce qui est un motif d’insatisfaction. Finalement, les deux relations de long terme sur-identifiées s’écrivent :


Il est possible à présent de déterminer le chômage d’équilibre à partir des deux équations structurelles estimées. Il suffit pour cela de résoudre le système partiel d’équilibre du marché du travail obtenu. Cette résolution fournit l’expression suivante du chômage d’équilibre.

Tous les déterminants du chômage d’équilibre apparaissent avec un signe conforme à l’intuition théorique. Le chômage d’équilibre diminue lorsque la productivité s’accélère (elle se rapproche d’une partie du trend) et augmente avec les termes de l’échange (un choc pétrolier, par exemple, augmente le chômage puisqu’il se traduit par une hausse plus forte des prix de consommation que des prix de valeur ajoutée), avec l’ampleur de l’inadéquation entre qualifications offertes et demandées, avec le taux de sortie de l’emploi, le coin fiscalo-social et ses composantes. Les contributions des termes de l’échange et du chômage d’inadéquation seraient néanmoins assez faibles (de l’ordre de 5 % de la montée du chômage d’équilibre).
Le graphique ci-dessous représente le taux de chômage effectif et le taux de chômage d’équilibre. Ce dernier est défini par construction à une constante près dans nos estimations ce qui implique de se donner une valeur de référence, nous avons retenu le taux moyen de 1973, en supposant donc l’égalité entre le chômage effectif et le chômage d’équilibre cette année là. Le chômage d’équilibre n’a pas ici été lissé, ni ses déterminants.
Graphique 1 - Taux de chômage effectif et taux de chômage d’équilibre


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