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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Annexe 2
Stratégie d’estimation
Etant donné que les variables intervenant dans la formation des salaires et des prix sont non stationnaires, notre analyse sera menée dans un cadre qui tient compte à la fois du degré d’intégration des variables et de l’existence éventuelle de sentiers de long terme entre ces variables. Plusieurs techniques d’estimations et de tests sont maintenant disponibles dans la littérature économétrique pour étudier l’existence de relations de long terme entre un ensemble de variables non-stationnaires (Banerjee et al [1993], Gonzalo [1994]). Dans ce papier, nous utiliserons exclusivement la méthode proposée par Johansen, (Johansen [1988], [1991], Johansen et Juselius [1990] [1992]), basée sur le maximum de vraisemblance. Cette méthode est en effet couramment utilisée dans les travaux empiriques6 et elle s’est avérée être le point de départ de nombreux travaux théoriques de spécification de modèles structurels dynamiques à correction d’erreur (Urbain [1992], Boswijk ([1992], [1994], [1995], [1996]). Pour distinguer la stationnarité par différenciation de celle par combinaison linéaire, Johansen considère le modèle vectoriel à correction d’erreur (VAR-ECM) suivant, qui n’entraîne aucune perte de généralité par rapport à un modèle VAR (voir Rault [1997] pour une présentation détaillée) :

D Xt = Gi DXt-i + P Xt-1 + F Dt + et, t =1,..,T (1)

où (Xt) t = 1,...,T, est un processus vectoriel de dimension n,

(et) ~iid N (0n, S),

Gi, i = 1,...p-1 sont des matrices carrées de dimension (n, n),

supposées être constantes au cours du temps,

P est une matrice carrée de dimension (n, n), de rang r,

Dt est un vecteur de termes déterministes (constante, trend linéaire, ...),

S est une matrice de variance-covariance régulière, définie positive.
Lorsque l’équation 1 est réécrite sous la forme F (L) Xt = et., les racines du polynôme Det [F (z)] sont supposées être soit égales à 1, soit de module strictement supérieur à 1.
Plusieurs cas sont alors possibles suivant le rang de la matrice P = - F (1) :

· Si rang (P) = 0, la matrice P est nulle et l’équation 1 est alors un modèle

VAR sur les variables prises en différence.

· Si rang (P) = n, le processus Xt est stationnaire et l’équation 1 est alors

un modèle VAR sur les variables prises en niveau.

· Si 0 < rang (P) = r < n, alors il existe r relations de cointégration et des

matrices a et b de taille (n, r) de plein rang colonne r, telles que P = a b‘.

Nous nous plaçons dans le cadre de Johansen, c’est à dire dans le troisième cas. Xt est supposé être un processus vectoriel intégré d’ordre 1, c’est à dire qu’on exclut l’existence de variables intégrées d’ordre supérieur ou égal à 2. Cela impose en particulier que la matrice a‘^ G b^ est de plein rang (n-r); où G = In - Gi est une matrice de dimension (n, n) et a^ et b^ sont des matrices de dimension (n, n-r), de plein rang colonne, telles que a‘ a^ = b‘ b^ = 0 (confère Johansen [1995], théorème 4.2).
Sous ces hypothèses, l’équation 1 peut être réécrite sous la forme suivante :

D Xt = Gi DXt-i + a b‘Xt-1 + F Dt + et, t =1,..,T (2).

Les vecteurs de cointégration sont les colonnes bj de la matrice b. En particulier, les bj‘Xt (j = 1,..,r) s’interprètent comme des combinaisons linéaires stationnaires de variables non-stationnaires et a comme les poids de ces combinaisons dans chacune des équations du modèle.
Une fois le nombre de vecteurs de cointégration déterminé, en utilisant les tests de la trace et de la valeur propre maximale (Johansen [1988]), il apparaît naturel de commencer par appréhender plus précisément la structure de l’espace d’ajustement, engendré par les a. Effectuer un test sur a revient à regarder si la relation (ou les relations) de cointégration figure dans toutes les équations du modèle. C’est un test d’exogénéité faible des différentes variables du système, pour les paramètres de long terme, dont l’objectif est de vérifier si la condition suffisante donnée par Johansen [1992] est satisfaite empiriquement. D’après Johansen, si l’ensemble des variables (Xt) du système est partitionné en (Yt, Zt), pour qu’une variable (ou un groupe de variables) Zt soit faiblement exogène pour les paramètres de long terme du modèle VAR-ECM, il suffit que les vecteurs de cointégration ne figurent pas dans l’équation (ou les équations) du modèle régissant D Zt . Dans ce cas, la fonction de densité jointe du modèle peut être factorisée en deux blocs dont les paramètres varient indépendamment : un modèle marginal D Zt comportant les équations régissant l’évolution des variables faiblement exogènes et un modèle conditionnel D Yt composé des équations restantes. Qui plus est, les vecteurs de cointégration peuvent être estimés à partir du seul modèle conditionnel, sans référence au modèle marginal, ce qui permet de réduire la taille du système tout en ne perdant aucune information par rapport au modèle VAR-ECM complet7. Il faut souligner que les distributions asymptotiques des statistiques de tests visant à déterminer le rang de l’espace cointégrant sont différentes dans le VAR-ECM partiel de celles du modèle VAR-ECM complet. En outre, Harboe et al [1995] ont montré que l’inclusion de termes déterministes dans le modèle rendait plus complexe la détermination de ce rang dans un système partiel. Ainsi dans toute cette étude, la dimension de l’espace cointégrant sera testée dans le modèle VAR-ECM complet, puis nous considérerons ce rang comme une donnée dans le modèle conditionnel.
Par ailleurs, il est maintenant bien connu qu’en l’absence de restriction supplémentaire, les vecteurs de cointégration obtenus par la méthode de Johansen ne sont pas identifiés : en effet, n’importe quelle combinaison linéaire de ces r vecteurs de cointégration conserve la propriété de stationnarité, si bien qu’il existe une infinité de relations de cointégration entre les n variables du système et par conséquent seul l’espace de cointégration (l’espace ligne de P), est déterminé de manière unique par l’estimation. L’identification des vecteurs de cointégration est donc réalisée a postériori en imposant des restrictions identifiantes sur la matrice b (Johansen et Juselius [1994]). Il est important de rappeler que certaines de ces restrictions peuvent ne pas être identifiantes; c'est la raison pour laquelle il existe des critères d'identification (condition d'ordre, de rang) qui formalisent l'idée qu'une équation n'est identifiée que s'il est possible de la distinguer statistiquement des autres équations. Une fois les relations de cointégration identifiées, il est possible de tester différentes hypothèses structurelles sur les matrices a et b, à l’aide de statistiques du rapport de vraisemblance qui suivent asymptotiquement une loi standard du Khi2.
S’il n’existe qu’une seule relation de cointégration, la normalisation est suffisante pour assurer l’identification et dans ce cas, toute hypothèse supplémentaire constitue alors une restriction sur-identifiante testable. Par contre s’il existe plus d’une relation de cointégration (c’est ce que suggère la théorie économique dans notre étude de la formation des salaires et des prix), certaines hypothèses découlant de la théorie économique comme par exemple l’exclusion du chômage de la courbe (PS) et l’exclusion de la productivité de la courbe (WS) peuvent être utilisées comme des restrictions pour identifier les deux relations de long terme. Mais dans ce cas, ces hypothèses ne sont pas testées, puisqu’il est possible d’imposer (r-1) restrictions issues de la théorie économique, plus la normalisation sur chaque vecteur de cointégration, sans changer la fonction de vraisemblance.








Références bibliographiques
BANERJEE A., DOLADO J., GALBRAITH J.W, HENDRY D.F [1993] : "Cointegration, error correction, and the econometric analysis on non-stationary data, Oxford ", Oxford University Press.

BEAN C [1993]. “European Unemployment : a Survey”. London School of Economics Working Paper, Mars.

Binmore K.G., Rubinstein A., Wolinsky A. [1986]. "The Nash Solution in Economic Modelling". Rand Journal of Economics, 17 (2).

Bonnet X., Mahfouz S. [1996]. "The influence of different specification of the wage-Price Spiral on the measure of the NAIRU : The case of France". Document de travail, INSEE, n°9611.

BOSWIJK H.P. et FRANSES P.H [1992] : "Dynamic specification and cointegration, Oxford Bulletin of Economics and Statistics", vol 54, n°3, P 369-381.

BOSWIJK. H.P. [1994] : "Testing for an unstable root in conditional and structural error correction models ", Journal of Econometrics, vol 63, P 37-60.

BOSWIJK. H.P. [1995] : "Efficient inference on cointegration parameters in structural error correction models ", Journal of Econometrics, vol 69, P 133-158.

BOSWIJK. H.P. [1996] : "Testing identifiability of cointegrating vectors ", Journal of Business and Economic Statistics, vol 14, n°2, P 153-160.

CAHUC (P) et D'AUTUME (A) [1997]., "Réduction de la durée du travail : de la contrainte légale à la négociation", Revue économique, n° 3, mai.

CAHUC P., GIANELLA C., ZYLBERBERG A. [1998] : "Le modèle WS-PS explique-t-il la montée du chômage en France ?", Cahiers Eco & Math, n°98-11, Mad-Université de Paris I

Cahuc P., Zylberberg A. [1996]. Economie du travail, De Boeck Université.

CAHUC P., ZYLBERBERG A. [1998] : "Le modèle WS-PS", Cahiers Eco & Math, n°98-09, Mad-Université de Paris I

CHOUVEL F. [1996] : "Analyse conjoncturelles des évolutions de l’emploi et des salaires", note pour le CSERC, septembre.

Cotis J.Ph., Méary R., Sobczak N. [1996]. "Le chômage d’équilibre en France : une évaluation", Document de travail, Direction de la Prévision, n° 96-14.

Friedman M. [1968]. "The Role of Monetary Policy". American Economic Review, n°58, pp1-17.

GONZALO J; [1994] : "Five alternative methods of estimating long run equilibrium relationships", Journal of Econometrics, vol 60, pp 203-233.

HARBOE I., JOHANSEN S., NIELSEN B.G , RAIHBEK A.C . [1995] : “Test for cointegrating rank in partial systems ", discussion paper, University of Copenhagen.

Jackman R., Layard R., Savouri S. [1991]. "Mismatch : a Framework from Thought", in Mismatch and Labour Mobility, Cambridge University Press.

Jackobsson U. [1976]. "On the Measure of the Degree of Progression". Journal of Public Economics, n°5.

JAKOBSSON U. [1976]. "On the measurement of degree of progression", Journal of Public Economics, n°5, pp 161-168.

Jobert I. [1992] "Test de racine unitaire : une stratégie et sa mise en oeuvre", Cahiers Eco&Maths, Université de Paris I, n° 92,44.

JOHANSEN S. [1988], "Statistical Analysis of cointegration vectors", Journal of Economic Dynamics and Control, n° 12, pp.231-254.

JOHANSEN S. [1991] : "Estimation and hypothesis testing of co-integration vectors in gaussian vectors autoregressive models", Econometrica, vol 6, pp 1551-1580.

JOHANSEN S. [1992] : "Cointegration in partial systems and the efficiency of single equation analysis", Journal of Econometrics, vol 52, pp 389-402.

JOHANSEN S. [1995] : "Likelihood-based inference in co-integrated vector autoregressive models", Oxford University Press, 267 P.

JOHANSEN S., JESULIUS K. [1990], "Maximum likelihood estimation and inference on cointegration, with application to the demand for money ", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol 52, pp 169-210.

JOHANSEN S., JESULIUS K. [1994], "Identification of the long-run and the short-run structure : an application to the ISLM model ", Journal of Econometrics, vol 63, pp 7-36.

JOHANSEN S., JESULIUS K..[1992], "Testing structural hypotheses in a multivariate cointegration analysis of the PPP and UIP for UK", Journal of Econometrics, vol 53, pp 211-244.

Koskela E., Vilmunen J. [1994] “Tax Progression is Good for Employment in Popular Models of Trade Union Behaviour”. Bank of Finland Discussion Papers, 3/94.

KwiatKowski D., Phillips P.C.B, Shin Y. [1992], "Testing for the null hypothesis of stationarity against the alternative of a unit root", Journal of Econometrics, Vol 54, pp 159-178.

L’HORTY Y. [1997]. "Les flux entre emploi, chômage et inactivité : leurs effets sur les variations du chômage", Economie et Statistique, n° 306.

L’HORTY Y., MEARY R., SOBCZAK N.[1994], " Le coin salarial en France depuis 1970", Economie et Prévision, n°115, pp 93-107.

L’Horty Y., Sobczak N. [1997]. "Les déterminants du chômage d’équilibre : estimation d’un modèle WS-PS". Economie et Prévision, n°127, 1997-1

Laffargue J.P. [1995-a]."A Dynamic Model of The French Economy, with Rational Expectations, Monopolistic Competition, and Labour Market Bargaining", Annales d’Economie et de Statistique, n°37/38.

Laffargue J.P. [1995-b]. "Charges sociales, qualifications et emploi. Etude à l’aide d’un modèle d’équilibre général calculable de l’économie française". Economie et Prévision, n°116.

Laffargue J.P., L’Horty Y. [1997]. "Emploi d’équilibre et formation des salaires : une étude sectorielle". Economie et Prévision, n°127.

Laffargue J.P., Thibault F. [1998]. "Le taux de remplacement est-il un indicateur pertinent des tensions sur le marché du travail français ?". Miméo Cepremap-Cedi.

Layard R., Nickell s., Jackman. R. [1991]. Unemployment : macroeconomic performance and Labour Market. Oxford University Press.

Lescure R., L’Horty Y. [1994]."Le chômage d’inadéquation en France : une évaluation". Economie et Prévision, n°113-114, 1994-2/3.

Lindbeck A. [1993]. Unemployment and Macroeconomics. The MIT Press, Cambridge.

Lockwood B. Manning A. [1993]. "Wage Setting and the Tax System : Theory and the Evidence for United Kingdom", Journal of Public Economics, n°52.

Manning A. [1993]. “Wage Bargaining and the Phillips Curve : The Identification and Specification of Aggregate Wage Equations”. The Economic Journal, vol. 103, n°416, pp. 98-118.

OSTERWALD- LENUM M. [1992], "A note with quantiles of the asymptotic distribution of the maximum likelihood cointegration rank test statistics", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol 54, n° 3, pp 461-472.

Oswald A.J. [1985]. “The Economic Theory of Trade Unions: an Introducing Survey”. Scandinavian Journals of Economics, 87(2), pp 160-193.

Phelps E. [1994]. Structural Slumps, The modern Equilibrium Theory of Unemployment, Interest, and Assets, Harvard University Press.

Pissarides C. A. [1990]. Equilibrium Unemployment Theory, Oxford, Basis Blackwell.

RAULT C. [1997] : "Prédétermination, causalité, exogénéité dans un modèle vectoriel à correction d’erreur : identifiabilité d’une forme structurelle", Cahiers Eco&Maths, n° 97-60,Université de Paris I, Panthéon-Sorbonne.

RAULT C. [1998] : " L’exogénéité dans les modèles VAR-ECM avec des sentiers de long terme purement exogènes", Cahiers Eco&Maths n°98-20 , Université de Paris I, Panthéon-Sorbonne.

Schmidt P., Phillips P.C.B[1992], "LM tests for a unit root in the presence of determinist trends", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol 54, n° 3, PP 257-287.

Sneessens H. R. [1994]. "Courbe de Beveridge et demande de qualifications". Economie et Prévision, n°113-114, 1994-2/3.

Unedic [1997]. "Quelle mesure du taux de remplacement ?". Bulletin de liaison, n°145.

URBAIN J.P.[1992], "On weak exogeneity in error correction models, Oxford Bulletin of Economics and Statistics ", vol 54, n° 2, pp 187-207.


* CSERC et EPEE, Université d’Evry.

** EUREQua, Université de Paris I Panthéon-Sorbonne, Maison des Sciences de l’Economie, 106-112 boulevard de l’Hôpital, 75647 Paris, Cedex 13. E-mail : 0_Rault7@caramail.com.
Nous remercions François Legendre et les participants du séminaire de l’EPEE, Université d’Evry, pour leurs remarques sur une première version de ce texte.

1() L’élasticité de substitution est :

2() La prise en compte de l’emploi dans les objectifs syndicaux n’est en réalité pas une hypothèse cruciale. Manning (1993) aboutit à une forme structurelle qualitativement proche de celle présentée ici en posant cette hypothèse. Le propos est donc de montrer qu’il n’est pas nécessaire de supposer que les syndicats négocient l’emploi pour fonder théoriquement la présence d’un taux de chômage dans l’équation structurelle de salaire.

3() L’aversion relative pour le rique est égale à :

4() les graphiques des séries sont donnés en annexe 3.

5() La valeur de la statistique calculée du test du étant très proche de la valeur critique à 5 %, il est raisonnable de penser comme le suggère la théorie économique qu’il existe deux relations de long terme entre les variables considérées : c’est d’ailleurs ce qu’indique le test du .

6() Plusieurs logiciels permettent actuellement d’appliquer ces tests (PC-GIVE, RATS).

7() voir Rault [1998] pour une discussion approfondie sur la faible exogénéité.

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