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Chapitre 2: Dynamique des salaires au cours des dernières années dans les pays avancés : facteurs et conséquences

Author(s):
International Monetary Fund. Research Dept.
Published Date:
October 2017
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Les salaires nominaux augmentent beaucoup plus lentement qu’avant la crise économique mondiale de 2008–09 dans la plupart des pays avancés. Ce chapitre montre que le ralentissement de la progression des salaires peut être expliqué, pour l’essentiel, par l’affaiblissement du marché du travail (chômage et sous-emploi des personnes travaillant à temps partiel de façon involontaire), les anticipations inflationnistes et l’augmentation tendancielle de la productivité. Si l’emploi à temps partiel involontaire peut avoir contribué à soutenir le taux d’activité et facilité des liens plus étroits avec le marché du travail que le chômage, il semble néanmoins avoir ralenti la progression des salaires. Ce phénomène est manifeste même dans les pays où le sous-emploi des ressources semble limité (c’est-à-dire où le taux de chômage est actuellement égal ou inférieur aux taux moyens enregistrés au cours des années précédant la Grande récession). D’autres facteurs communs aux pays — outre le sous-emploi des ressources, la productivité et la hausse des prix — ont également exercé des pressions à la baisse sur les niveaux de rémunération au cours des dernières années de sorte que le synchronisme des excédents de ressources enregistrés par les différents pays pourrait en avoir amplifié les effets. Même si la poursuite de politiques accommodantes contribue à stimuler la demande et à abaisser les taux de chômage, la progression des salaires pourrait demeurer léthargique jusqu’à ce que l’emploi à temps partiel involontaire diminue ou que la croissance tendancielle de la productivité s’accélère. Les taux d’inflation resteront aussi probablement modérés à moins que les salaires n’augmentent plus rapidement que la productivité pendant une période prolongée. Il sera important d’évaluer l’ampleur du sous-emploi des ressources plus précisément que ne le permet le taux de chômage pour déterminer la rapidité avec laquelle il conviendra de mettre un terme aux politiques monétaires accommodantes.

Introduction

Près de dix ans après la crise économique mondiale de 2008–09, la progression des salaires nominaux dans les pays les plus avancés est nettement plus lente qu’auparavant, et ce même dans les pays où les taux de chômage sont actuellement égaux ou inférieurs aux taux moyens observés au cours des années qui ont précédé la crise. S’il est possible que, dans certains cas, la récente dynamique des salaires corrige la progression bien trop rapide observée avant la Grande récession, la situation est plus contrastée.

La dynamique des salaires nominaux est, en général, liée aux modifications sous-jacentes d’une composante «réelle» — le produit matériel créé par la main-d’œuvre au moyen d’autres intrants dans le cadre du processus de production — et aux pressions inflationnistes qui s’exercent dans le pays. Dans cette optique, la croissance atone des salaires nominaux cadre, en principe, avec le ralentissement largement accepté de la productivité de la main-d’œuvre, qui peut peser sur la dynamique sousjacente des salaires réels, et l’inflation généralement faible observée dans les pays avancés1. Une lente progression des salaires nominaux coïncide aussi généralement avec une réduction du nombre d’heures ouvrées par travailleur et, dans certains cas, avec un taux plus élevé d’emploi à temps partiel involontaire et une augmentation de la proportion de contrats d’emploi temporaire. Les indicateurs du chômage ne reflètent pas l’affaiblissement du marché du travail à cause de l’augmentation des emplois à temps partiel et des contrats d’emploi temporaire. Ces évolutions peuvent aussi indiquer une transformation durable des relations d’emploi entre les entreprises et les employés sous l’effet des évolutions technologiques et de rigidités qui caractérisent encore le marché du travail de certains pays et qui découragent les employeurs de proposer des contrats types d’emploi à plein temps2.

Dans une optique macroéconomique, il est possible d’apporter des éléments au débat sur l’ampleur des ressources inutilisées au sein de l’économie et la rapidité avec laquelle il conviendra de mettre un terme aux politiques monétaires accommodantes en considérant les forces qui déterminent l’évolution des salaires nominaux. Comme indiqué au chapitre 1, les taux d’inflation hors alimentation et énergie demeurent inférieurs à leur cible dans la plupart des pays avancés et n’augmentent pas de manière régulière malgré la reprise générale de la croissance observée cette année. Comme les salaires sont la principale composante des coûts de production de la plupart des entreprises, c’est essentiellement parce qu’ils augmentent lorsque le chômage diminue que l’inflation hors alimentation et énergie s’accélère en général lorsque la demande globale se raffermit et que les capacités excédentaires intérieures s’ame-nuisent3. Il est de ce fait peu probable que l’inflation hors alimentation et énergie augmente de manière persistante dans les pays avancés tant que l’apparition de tensions sur le marché du travail n’aura pas provoqué une accélération de la hausse des salaires. Il importe donc de mieux comprendre les forces qui pèsent sur la progression des salaires pour déterminer l’orientation qu’il convient de donner à la politique monétaire.

Les informations sur les facteurs de la dynamique des salaires et le rôle de l’emploi à temps partiel et des contrats temporaires peuvent mettre en perspective l’évolution future des inégalités de revenus et l’action publique qui pourrait être menée pour conforter la sécurité des revenus des travailleurs à temps partiel ou ayant un emploi temporaire. Ces mesures pourraient, notamment, viser à faire face au sous-emploi des ressources, soutenir le recyclage des travailleurs et l’acquisition de nouvelles compétences, remédier aux rigidités structurelles et autres qui continuent d’exister sur le marché du travail et assurer un traitement équitable aux personnes ayant certains types de contrats d’emploi.

Ce chapitre considère à cette fin les grands points suivants :

  • Facteurs: dans quelle mesure la dynamique des salaires nominaux observée dans les pays avancés depuis la crise économique mondiale est-elle imputable à des facteurs macroéconomiques généraux tels que le sous-emploi des ressources sur le marché du travail, les anticipations inflationnistes et la croissance tendancielle de la productivité de la main-d’œuvre? Quel effet l’évolution de la combinaison d’emplois partiels involontaires et de contrats à durée indéterminée par opposition à des contrats à durée déterminée a-t-elle eu sur le sous-emploi des ressources sur le marché du travail et, par conséquent, la dynamique des salaires?

  • Transformations sous-jacentes: quel effet l’évolution des incitations offertes aux entreprises et les obstacles rencontrés par celles-ci au cours des dernières années (du fait, par exemple, de l’évolution des anticipations concernant les perspectives de croissance à moyen terme, des technologies et des processus de production mondiaux) ont-ils eu sur la fixation du niveau des salaires nominaux et l’emploi à temps partiel? Quel a été l’impact de la modification du pouvoir de négociation (due, par exemple, aux changements observés aux niveaux de la réglementation de l’emploi, du syndicalisme et de la concurrence exercée par les importations) sur les salaires et l’emploi à temps partiel?

Ce chapitre aboutit à plusieurs conclusions :

  • Des facteurs macroéconomiques comme l’affaiblissement du marché du travail (chômage et sous-emploi des travailleurs qui travaillent à temps partiel de façon involontaire), les anticipations inflationnistes et l’augmentation tendancielle de la productivité peuvent expliquer l’essentiel de la variation de la progression des salaires nominaux au niveau national au cours des dernières années. L’analyse indique aussi que des facteurs communs aux pays ont exercé des pressions à la baisse sur la hausse des salaires après la crise financière mondiale, en particulier de 2014 à 2016. Il peut s’agir, pour un certain nombre de pays de la zone euro qui affichaient d’importants déficits en compte courant avant la crise, de l’adoption de mesures visant à ralentir la progression des salaires et à améliorer la compétitivité après la crise financière mondiale et la crise de la dette souveraine des pays de la zone4. Le rôle joué par d’importants facteurs communs de la faiblesse des salaires pourrait, de manière plus générale, témoigner de l’effet de plus en plus marqué exercé sur la fixation des salaires dans un pays particulier par les conditions en vigueur sur le marché du travail d’autres pays (dans le contexte du renforcement de l’intégration économique internationale). Il pourrait également indiquer l’effet d’une demande atone dans de nombreux secteurs et dans de nombreux pays et les préoccupations grandissantes suscitées par la perte d’emplois, qui aurait pu entraver la progression des salaires à la suite de la crise financière mondiale et de la crise de la dette souveraine dans la zone euro.

  • L’affaiblissement du marché du travail et la croissance de la productivité ont des contributions relatives différentes selon les pays. Dans ceux où les taux de chômage sont encore sensiblement supérieurs aux moyennes observées avant la Grande récession, les indicateurs habituels de l’affaiblissement du marché du travail peuvent expliquer la moitié du ralentissement de la progression des salaires nominaux depuis 2007, qui est aussi freinée dans une large mesure par l’emploi à temps partiel involontaire. L’augmentation de la productivité est, quant à elle, relativement moins importante parce que ces pays affichaient généralement une croissance de la productivité moins rapide au départ et ont, de ce fait, enregistré un ralentissement moins marqué.

  • Dans les pays où les taux de chômage sont inférieurs à la moyenne enregistrée avant la Grande récession, la lenteur de l’augmentation de la productivité peut expliquer l’essentiel — les deux tiers environ — du ralentissement de la croissance des salaires nominaux depuis 2007. Dans ce cas encore, toutefois, l’emploi à temps partiel involontaire semble peser sur la progression des salaires, ce qui indique que l’affaiblissement du marché du travail pourrait être plus important que ne l’indiquent les taux de chômage.

  • Le travail à temps partiel involontaire augmente davantage dans les pays dont la production est, selon les estimations, inférieure à son potentiel. Les calculs effectués compte tenu de l’effet du sous-emploi des ressources montrent que l’emploi à temps partiel involontaire augmente dans une plus large mesure lorsque les prévisions de croissance à moyen terme se détériorent davantage, l’automatisation se développe plus rapidement et l’importance des services dans l’économie s’accroît.

  • L’analyse indique que, bien que des politiques accommodantes puissent contribuer à stimuler la demande et réduire les taux de chômage, il est possible que les salaires continuent de progresser lentement jusqu’à ce que l’emploi à temps partiel involontaire diminue et que la croissance tendancielle de la productivité s’accélère. Il est également probable que les taux d’inflation resteront faibles à moins que les salaires n’augmentent plus rapidement que la productivité pendant une période prolongée. Il sera important d’évaluer le degré effectif de sous-emploi des ressources en ne considérant pas uniquement le taux de chômage pour déterminer avec quelle rapidité il convient de mettre un terme aux politiques monétaires accommodantes.

La section qui suit donne une description générale des facteurs déterminants de la progression des salaires en vue de l’analyse empirique. Le chapitre examine ensuite l’évolution des marchés du travail des pays avancés au cours des dernières années puis, dans les sections suivantes, les forces déterminantes de la dynamique des salaires nominaux et de l’emploi au niveau global. Il présente, en conclusion, un examen des principales observations qui peuvent être tirées de l’analyse à l’appui de la politique économique.

Détermination des salaires — description générale

Les salaires nominaux sont déterminés par l’offre et la demande de main-d’œuvre, sur lesquels s’exercent de multiples influences interconnectées. Il est utile d’établir une distinction entre les effets associés au cycle économique et les forces qui s’exercent plus lentement (à long terme).

La demande de main-d’œuvre évolue avec la demande globale de produits durant le cycle économique. En phase d’expansion, les employeurs accroissent leurs effectifs pour répondre à une demande finale de plus en plus importante. L’augmentation de la demande de main-d’œuvre peut donner lieu à l’allongement des heures ouvrées (y compris les heures supplémentaires), à une diminution des emplois à temps partiel involontaires et à une augmentation du nombre de personnes employées. Au fur et à mesure que la demande augmente, le nombre de demandeurs d’emploi (groupe constitué par les chômeurs et les personnes employées à la recherche d’un emploi plus attractif) diminue par rapport aux postes vacants, et les employeurs doivent verser des salaires plus élevés pour attirer des travailleurs ou conserver leurs employés. Dans la mesure où les salaires nominaux sont indexés sur la hausse des prix à la consommation et subissent l’effet de l’évolution anticipée de l’inflation, l’intensification des pressions exercées sur les prix durant la phase d’expansion du cycle peut aussi favoriser l’augmentation des salaires nominaux moyens. Le contraire se produit lorsque la demande finale s’affaiblit et que le cycle économique entre dans sa phase descendante. Les entreprises peuvent, dans un premier temps, garder leurs employés, mais devoir procéder à des licenciements lorsque la crise économique s’aggrave. La progression moyenne des salaires se ralentit alors aussi et l’allégement des pressions inflationnistes se traduit par une progression plus lente des salaires nominaux. En d’autres termes, l’ampleur des ressources sous-employées et les anticipations inflationnistes sont deux facteurs cycliques fondamentaux associés au niveau des salaires.

Au cours des dix dernières années — qui se sont caractérisées par une récession profonde et prolongée et par une réduction systématique du nombre de travailleurs employés à plein temps —, certaines dimensions du sous-emploi de la main-d’œuvre autres que celles mesurées par l’indicateur type du taux de chômage semblent également avoir eu des répercussions sur les salaires5. Par exemple, selon de récentes études, les travailleurs découragés, ou l’accroissement de la proportion d’emplois à temps partiel, exercent un effet négatif sur les salaires (Blanchflower et Posen, 2014; Smith, 2014)6.

La croissance tendancielle de la productivité du travail, c’est-à-dire l’accroissement de la production résultant de chaque heure durant laquelle le travail est associé à d’autres facteurs de production, est une force déterminante de la progression moyenne des salaires dont les effets viennent s’ajouter à ceux du cycle économique. Dans l’optique d’une entreprise, lorsque la croissance de la productivité du travail s’accélère, la valeur tirée du recrutement d’effectifs supplémentaires augmente par rapport au coût du gonflement de la masse salariale7. L’augmentation de la demande de travail a pour effet d’accroître le rapport entre le nombre d’emplois à pourvoir et le nombre de demandeurs d’emploi et, par conséquent, les pressions sur les salaires. À l’inverse, lorsque la croissance de la productivité se ralentit, toutes choses étant égales par ailleurs, la rentabilité diminue de même que la capacité des entreprises à absorber les hausses des salaires de leurs employés ou leur désir d’attirer de nouveaux effectifs en leur proposant de plus fortes rémunérations. La progression des salaires se tasse donc généralement lorsque la croissance de la productivité se ralentit, bien que cette évolution puisse ne pas immédiatement se répercuter dans la même mesure sur les salaires en raison de la rigidité de ces derniers (Hall, 2005; Taylor, 2016); la progression des salaires est donc liée plus étroitement à l’évolution de la croissance de la productivité (Dew-Becker et Gordon, 2005; Yellen, 2005)8, 9.

Tant que les travailleurs sont en mesure de négocier l’obtention d’une proportion stable de la valeur ajoutée dans l’économie, la progression des salaires cadre généralement avec la croissance tendancielle de la productivité du travail (Mortensen et Pissarides, 1999; Hall, 2005). L’étroitesse de cette association peut néanmoins fluctuer10. Lorsque le pouvoir de négociation des travailleurs s’améliore à moyen terme, une fraction plus importante de l’accélération de la croissance tendancielle de la productivité se répercute sur les salaires.

Le pouvoir de négociation des travailleurs est fonction de facteurs interdépendants11. Ces derniers comprennent des facteurs institutionnels, tels que la densité syndicale, la couverture des conventions collectives et le degré de centralisation de ces dernières (conventions sectorielles ou conventions établies au niveau d’une entreprise, par exemple). La législation du travail et les réglementations de l’emploi qui limitent la latitude dont jouissent les entreprises pour licencier des travailleurs peuvent avoir des répercussions sur l’embauche, la fixation des salaires et les conditions d’emploi12.

Comme indiqué précédemment, l’évolution technologique peut aussi avoir des effets divers sur le pouvoir de négociation, selon le degré de complémentarité entre les nouvelles technologies, les diverses tâches accomplies dans le cadre de l’emploi et les qualifications des travailleurs. À un extrême, l’automatisation remplace une partie des travailleurs peu ou moyennement qualifiés qui accomplissent essentiellement des tâches routinières en suivant des instructions précises (Autor et Dorn, 2013; Goos, Manning et Salomons, 2014). Cela provoque une baisse du pouvoir de négociation de ces catégories de travailleurs qui peuvent être obligés d’accepter des conditions d’emploi moins intéressantes, et éventuellement, des postes nécessitant de moindres compétences (et entraîne, par exemple, une progression plus lente des salaires, une diminution des heures de travail ou encore une augmentation de la proportion de l’emploi à temps partiel). À l’autre extrême, les progrès des technologies de conception procurent des avantages considérables aux travailleurs très qualifiés, comme les ingénieurs et les architectes, qui doivent résoudre des problèmes complexes, car ces avancées accroissent leur productivité et leur capacité à demander des salaires plus élevés. Le pouvoir de négociation des travailleurs peut également dépendre dans une certaine mesure de la concurrence internationale, par le biais des échanges et de la participation des entreprises aux chaînes d’approvisionnement mondiales, mais aussi de la possibilité d’une relocalisation des installations de production dans des pays où les coûts sont globalement plus faibles. L’automatisation et l’intensification de la concurrence peuvent, à leur tour, affaiblir la syndicalisation.

Dans l’optique de l’entreprise, les incertitudes relatives à la croissance à moyen terme peuvent aussi influencer les décisions d’embauche et la dynamique des salaires qui s’ensuit. Lorsque les entreprises sont plus optimistes et mieux assurées de leurs revenus futurs, elles sont plus enclines à recruter des travailleurs à plein temps, à créer des emplois de durée indéterminée et à verser des rémunérations plus élevées pour conserver leurs employés ou trouver sur le marché du travail des personnes dont les qualifications correspondent mieux à ce qu’elles recherchent. Lorsque leurs prévisions de croissance s’assombrissent, elles perçoivent des risques de dégradation de la situation ou éprouvent des incertitudes quant à l’avenir, elles hésitent davantage à conclure des contrats d’emplois qui peuvent être coûteux et peuvent préférer recruter des effectifs à temps partiel ou proposer des contrats d’emploi de durée déterminée, en même temps que des salaires et des avantages moins favorables. Ces anticipations concernant la croissance peuvent se manifester au niveau de la demande et de l’offre, et concerner notamment l’évolution de la demande et la croissance anticipée de la productivité.

La section qui suit examine l’évolution des principaux indicateurs du marché du travail au cours des dernières années.

L’amélioration apparente des marchés du travail des pays avancés masque des mutations plus profondes

Emploi et salaires

Emploi

Comme l’indique la plage 1 du graphique 2.1, les taux de chômage diminuent de manière générale depuis 2013, mais sont toujours élevés par rapport à 2007 dans environ les trois quarts des pays avancés. Leur baisse tient essentiellement à la création d’emplois, et non à la sortie de la population active de membres de la population en âge de travailler. De fait, ainsi que le montre la plage 2 du graphique 2.1, le taux d’activité a augmenté dans plus de la moitié des pays avancés par rapport à 2007, le plus souvent par suite de l’accroissement du taux d’activité des travailleurs âgés de plus de 54 ans et des femmes (évolution analysée en détail dans l’encadré 1.1)13, 14. L’association de taux de chômage et de taux d’activité plus élevés a pour effet de porter les taux d’emploi (pourcentages des effectifs de population âgée de 15 ans et plus qui ont un emploi) à des niveaux très proches ou supérieurs aux niveaux maximums enregistrés avant la crise économique mondiale (2007) dans environ la moitié des pays avancés15.

Graphique 2.1.Répartition des indicateurs du marché du travail

(Écart en points de pourcentage par rapport à 2007)

Sources : Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : Le segment horizontal tracé à l’intérieur des colonnes représente la médiane; les extrémités supérieure et inférieure de la colonne correspondent, respectivement, au quartile supérieur et au quartile inférieur, tandis que les marqueurs rouges délimitent les déciles supérieur et inférieur.

Salaires

La plage 1 du graphique 2.2 montre que, dans presque tous les pays avancés, la progression des salaires nominaux (mesurés par des rémunérations nominales horaires établies de manière à permettre des comparaisons entre les pays) reste inférieure aux valeurs observées avant la Grande récession16. Cela vaut en particulier pour les pays où les taux de chômage ont baissé assez rapidement et sont maintenant similaires ou inférieurs aux taux moyens enregistrés avant la crise (graphique 2.2, plage 2). Les niveaux de base par rapport auxquels ces hausses sont calculées sont faibles, même dans les pays où les salaires nominaux ont augmenté plus rapidement en 2016 qu’avant la crise, comme l’Allemagne, qui a connu une période de modération salariale intensifiée par les réformes Hartz du marché du travail, ou le Japon, qui, pendant dix ans, a été en butte à la déflation et à une contraction des salaires nominaux17.

Graphique 2.2.Répartition de la progression des salaires nominaux et corrélation avec la variation du taux de chômage

Sources : Eurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : L’échantillon considéré dans la première plage ne comprend pas les États baltes. La variable utilisée pour représenter les salaires est la rémunération horaire des travailleurs à l’exclusion des personnes travaillant pour leur propre compte. Le segment horizontal tracé à l’intérieur des colonnes représente la médiane; les extrémités supérieure et inférieure de la colonne correspondent, respectivement, au quartile supérieur et au quartile inférieur, tandis que les marqueurs rouges délimitent les déciles supérieur et inférieur. Les codes utilisés dans la plage 2 pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (iSO). Les pays indiqués sont les pays affichant des valeurs extrêmes et les dix principaux pays avancés (sur la base du PIB nominal de 2016 en dollars).

1Les changements indiqués correspondent à la différence entre les valeurs de 2016 et la moyenne sur la période 2000–07.

Emploi à temps partiel involontaire, contrats temporaires, heures ouvrées

Il est possible de brosser un tableau plus complet du marché du travail en considérant d’autres indicateurs qui font état d’un sous-emploi des ressources plus prononcé que ne l’indique le taux de chômage, et peut-être même une sécurité d’emploi moindre qu’avant la Grande récession.

Emploi à temps partiel involontaire

La plage 1 du graphique 2.3 montre que l’emploi à temps partiel involontaire (mesuré par le nombre de personnes employées moins de 30 heures par semaine qui déclarent souhaiter travailler un plus grand nombre d’heures) a augmenté dans presque tous les pays de l’échantillon en 2009 et demeure plus élevé qu’en 2007 dans plus des trois quarts des pays. La part de ce type d’emploi est passée de 0,8 % en 2007 à 1,3 % en 2016 aux États-Unis, de 2,4 % à 3,9 % au Royaume-Uni et de 5,3 % à 7,8 % en France. L’Allemagne constitue une exception bien que la part de l’emploi à temps partiel involontaire en 2016 (3,1 %) soit supérieure à la moyenne de 2,7 % enregistrée sur la période 2000–07.

Graphique 2.3.Types d’emploi : emplois à temps partiel involontaires

Sources : autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : Les personnes travaillant à temps partiel de manière involontaire sont les personnes qui travaillent moins de 30 heures par semaine parce qu’elles n’ont pas trouvé d’emploi à plein temps. La part de l’emploi à temps partiel involontaire est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs ayant un emploi de ce type et l’emploi total. Dans la plage 1, le segment horizontal tracé à l’intérieur des colonnes représente la médiane; les extrémités supérieure et inférieure de la colonne correspondent, respectivement, au quartile supérieur et au quartile inférieur, tandis que les marqueurs rouges délimitent les déciles supérieur et inférieur. Dans la plage 2, les pays indiqués par un carré jaune sont ceux dans lesquels la part de l’emploi à temps partiel involontaire a diminué tandis que les pays indiqués par un carré rouge sont ceux dans lesquels cette part a fortement augmenté. Les codes utilisés dans le graphique pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO).

1Les changements indiqués correspondent à la différence entre les valeurs de 2016 et la moyenne sur la période 2000–07.

Comme le montre la plage 2 du graphique 2.3, l’emploi à temps partiel involontaire a davantage augmenté dans les pays affichant des taux de chômage supérieurs aux taux moyens de la période 2000–07. Toutefois, même dans les pays où les taux sont maintenant proches de leur moyenne pour 2000–07 (carrés regroupés autour de l’axe vertical), la part de ce type d’emploi est plus élevée qu’elle ne l’était avant la crise.

Contrats temporaires

Une plus grande attention est portée depuis quelques années non seulement à l’emploi à temps partiel involontaire, mais aussi aux modalités d’emploi temporaire (voir Aoyagi et Ganelli, 2015; Brainard, 2016). Les contrats de ce type peuvent contribuer à réduire les épisodes de chômage, permettre aux travailleurs d’éviter des interruptions dans l’historique de leur emploi et maintenir leur présence dans la population active. Ils sont toutefois généralement de plus courte durée que les contrats à durée indéterminée, offrent moins de possibilités aux travailleurs d’acquérir de nouvelles compétences et d’accroître leurs responsabilités, et sont parfois assortis d’avantages plus limités. La part des contrats temporaires était plus élevée en 2016 qu’en 2007 dans un peu plus de la moitié des pays (graphique 2.4, plage 1). Ces contrats sont maintenant plus courants que durant la période 2000–07 dans la plupart des pays avancés (graphique 2.4, plage 2)18.

Graphique 2.4.Types d’emploi : emplois temporaires

Sources : autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : Les travailleurs temporaires sont ceux travaillant sur la base de contrats de durée limitée; les durées considérées varient selon les pays. La part de l’emploi temporaire est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs temporaires et l’emploi total. Dans la plage 1, le segment horizontal tracé à l’intérieur des colonnes représente la médiane; les extrémités supérieure et inférieure de la colonne correspondent, respectivement, au quartile supérieur et au quartile inférieur, tandis que les marqueurs rouges délimitent les déciles supérieur et inférieur. Dans la plage 2, les pays indiqués par un carré jaune sont ceux dans lesquels la part des contrats temporaires a diminué tandis que les pays indiqués par un carré rouge sont ceux dans lesquels cette part a fortement augmenté. Les codes utilisés dans le graphique pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO).

1Les changements indiqués correspondent à la différence entre les valeurs de 2016 et la moyenne sur la période 2000–07.

Heures ouvrées

Le nombre d’heures ouvrées par travailleur est un troisième aspect de l’emploi, qui tient en partie aux préférences des travailleurs. Il est inférieur d’au moins 2 % à ce qu’il était en 2007 dans plus de la moitié des pays (graphique 2.5, plage 1). Il avait toutefois déjà commencé à diminuer avant 2007 et cette évolution se poursuit19.

Graphique 2.5.Caractéristiques de l’emploi : heures ouvrées par travailleur

Sources : autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : Dans la plage 1, le segment horizontal tracé à l’intérieur des colonnes représente la médiane; les extrémités supérieure et inférieure de la colonne correspondent, respectivement, au quartile supérieur et au quartile inférieur, tandis que les marqueurs rouges délimitent les déciles supérieur et inférieur. Dans la plage 2, les pays indiqués par un carré jaune sont ceux dans lesquels le nombre d’heures ouvrées par travailleur a augmenté tandis que les pays indiqués par un carré rouge sont ceux dans lesquels cette part a fortement diminué. Dans la plage 3, les pays indiqués par un carré rouge enregistrent (en moyenne) une diminution du nombre d’heures ouvrées par travailleur et (en moyenne) une augmentation de la part de l’emploi à temps partiel involontaire sur la période 2009–16. Les codes utilisés dans le graphique pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO).

1Les changements indiqués correspondent à la différence entre les valeurs de 2016 et la moyenne sur la période 2000–07.

La baisse des heures ouvrées peut tenir au désir des travailleurs d’avoir des horaires plus souples et de travailler un moins grand nombre d’heures (ce pourrait être le cas, par exemple, de travailleurs âgés ou d’étudiants qui n’ont pas encore exercé d’activité). Elle peut aussi toutefois résulter de décisions prises par des entreprises préférant recruter des employés sur la base d’un nombre d’heures plus réduit ou en fonction de leurs besoins. Ces modalités d’emploi en flux tendus sont souvent régies par un contrat conclu par l’entreprise et l’employé. L’entreprise n’est pas tenue de garantir un nombre minimum d’heures, et l’employé n’est pas obligé d’accepter une offre particulière de l’entreprise. Ces contrats sont appelés contrats «zéro heure» au Royaume-Uni; des modalités similaires régissent les relations d’emploi dans d’autres pays, notamment en Australie et au Canada20. Comme le montre l’encadré 2.1, le nombre d’heures ouvrées a davantage diminué dans les secteurs employant une plus forte proportion de travailleurs peu ou moyennement qualifiés, ce qui signifie que les préférences manifestées par les travailleurs ne sont pas les seuls facteurs qui entrent en jeu. L’augmentation parallèle du nombre d’emplois à temps partiel involontaires laisse également penser que le nombre d’heures ouvrées est déterminé par la baisse de la demande d’heures de travail par les entreprises, plutôt que par la baisse de l’offre d’heures ouvrées par les travailleurs. Il est néanmoins difficile de séparer les préférences des travailleurs qui ont un effet déterminant sur l’offre de main-d’œuvre des obstacles contraignants imposés par une faible demande de main-d’œuvre.

Le nombre d’heures ouvrées par travailleur a diminué par rapport aux moyennes observées sur la période 2000–07, et ce, que les taux de chômage soient supérieurs ou inférieurs à ce qu’ils étaient à l’époque (graphique 2.5, plage 2). Cette évolution à la baisse est aussi généralement associée à une hausse de la proportion d’emplois à temps partiel involontaires (plage 3).

Isolement des modifications dues à un effet de composition des transformations communes à tous les secteurs

Les sections précédentes notent une transformation généralisée de la situation sur le marché du travail (faiblesse de la croissance des salaires, augmentation de la proportion de l’emploi à temps partiel involontaire, accroissement de l’incidence des contrats temporaires, diminution des heures ouvrées par travailleur) par rapport à la période précédant la Grande récession. Dans quelle mesure ces évolutions tiennent-elles essentiellement à des facteurs qui se retrouvent dans les différents secteurs ou à une modification de la composition de l’emploi en faveur de secteurs dans lesquels la situation sur le marché du travail s’est davantage modifiée? Les données réunies sur 21 secteurs de 31 pays avancés depuis 2000 permettent de procéder à un examen plus approfondi du rôle sous-jacent des effets de composition.

Les graphiques 2.6 et 2.7 comparent la modification moyenne des types d’emploi durant la période 2009–16 à la modification imputée dans une situation caractérisée par une répartition de l’emploi entre les secteurs similaire à ce qu’elle était en 2008. Les carrés se trouvant sur la diagonale correspondent à une situation dans laquelle la modification effective et la modification imputée sont identiques; ce sont donc les transformations au sein des secteurs, et non la modification de la composition de l’emploi entre les secteurs, qui déterminent dans ce cas la dynamique globale. À l’inverse, lorsque les carrés sont situés de part et d’autre de la diagonale, cela veut dire que la modification de la composition de l’emploi a contribué à l’évolution générale de la situation. Les carrés rouges signifient que l’indicateur s’est détérioré durant la période 2009–16 et que la modification de la composition de la répartition des emplois sectoriels a eu une large contribution quantitative à cette évolution (c’est-à-dire le déplacement des emplois vers les secteurs dans lesquels la situation s’est le plus dégradée). Les chiffres montrent que la modification de la composition semble avoir eu des répercussions plus importantes sur la proportion des emplois à temps partiel, les contrats temporaires et le nombre d’heures ouvrées par travailleur que sur la croissance des salaires nominaux21.

Graphique 2.6.Croissance moyenne des salaires nominaux, 2009–16, résultats et valeurs imputées sur la base des parts de l’emploi sectoriel de 2008

(Pourcentage)

Sources : Eurostat; autorités nationales; calculs des services du FMI.

Note : La variable utilisée pour représenter les salaires est le salaire annuel par travailleur, abstraction faite des personnes employées pour leur propre compte.

Graphique 2.7.Évolution des indicateurs du marché du travail, résultats et valeurs imputées sur la base des parts de l’emploi sectoriel de 2008

Sources : Eurostat; autorités nationales; calculs des services du FMI.

Note : La part de l’emploi à temps partiel est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs ayant un emploi de ce type dans un secteur et l’emploi total dans ce secteur. Les travailleurs temporaires sont ceux travaillant sur la base de contrats de durée limitée; les durées considérées varient selon les pays. La part de l’emploi temporaire est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs temporaires dans un secteur et l’emploi total dans ce secteur. Les pays indiqués par un carré rouge sont ceux dans lesquels les changements de composition ont amplifié les augmentations au sein d’un secteur (plages 1 et 2) ou des diminutions (plage 3). Les codes utilisés dans le graphique pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO).

  • La proportion du travail à temps partiel a augmenté dans 26 pays de l’échantillon. Dans 12 de ces 26 pays, la modification de la composition de l’emploi explique plus de 25 % de cet accroissement (et plus de la moitié de ce dernier dans quatre pays).

  • La proportion des emplois basés sur un contrat temporaire a augmenté dans 19 des 26 pays. Dans ce cas, la modification de la composition de l’emploi explique plus de 25 % de l’augmentation dans sept pays (et plus de la moitié de cette augmentation dans trois pays).

  • Le nombre d’heures ouvrées a diminué dans 25 pays, et la modification de la composition de l’emploi explique plus de 25 % de cette baisse dans dix pays (et plus de 50 % dans cinq pays).

Les plages 1 et 2 du graphique 2.8 montrent que, durant la période 2008–16, le recul de l’emploi dans les secteurs où les emplois à temps partiel et les contrats temporaires sont limités (industries extractives et manufacturières), conjugué à la hausse plus rapide de l’emploi dans les secteurs où ces types d’emplois sont plus répandus (services), a contribué à l’augmentation globale des proportions d’emplois à temps partiel et de contrats temporaires. La plage 3 du graphique 2.8 indique que le déplacement des emplois vers les secteurs dans lesquels le nombre d’heures ouvrées par travailleur est relativement faible a contribué à la modification globale de cet aspect de l’emploi.

Graphique 2.8.Types d’emploi et variation des parts sectorielles des emplois, 2008–16

Sources : Eurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : Les marqueurs situés à la droite de la valeur 100 indiquent des secteurs affichant des parts relativement élevées (par rapport à la moyenne nationale); les marqueurs situés à la gauche de la valeur 100 représentent les secteurs affichant des valeurs relativement faibles. ACC = hébergement et restauration; ADM = services administratifs et de soutien; AGR = agriculture, foresterie et pêche; ART = arts, divertissements et loisirs; CON = construction; EDU = éducation; ELC = électricité, gaz, vapeur et climatisation; FIN = services financiers et d’assurance; HEA = services de santé et d’action sociale; INF = information et communications; MNF = activités manufacturières; MNG = activités extractives; OTH = autres services; PRF = services professionnels, scientifiques et techniques; PUB = administration publique et défense; REA = services immobiliers; TRA = transports et entreposage; TRD = commerce de gros et de détail; WAT = alimentation en eau, égouts, gestion des eaux usées et services de dépollution.

En résumé, les secteurs dans lesquels les modalités d’emploi sont généralement plus traditionnelles (faible proportion de contrats temporaires et d’emplois à temps partiel, nombre d’heures ouvrées par travailleur plus élevé) ont enregistré une diminution absolue ou une croissance plus lente du nombre d’emplois que les secteurs caractérisés par des modalités d’emploi plus souples. Globalement, la modification des proportions de l’emploi entre les secteurs peut expliquer environ 22 % de l’augmentation de l’emploi à temps partiel, 18 % de l’augmentation des contrats temporaires et 23 % de la réduction du nombre d’heures ouvrées par travailleur.

Facteurs de la récente dynamique des salaires

Comme l’explique la section intitulée «L’amélioration apparente des marchés du travail des pays avancés masque des mutations plus profondes», les salaires continuent de progresser plus lentement qu’avant la Grande récession dans la plupart des pays avancés. L’augmentation de l’emploi à temps partiel involontaire, l’incidence grandissante des contrats temporaires et la baisse du nombre d’heures ouvrées par travailleur dénotent, de surcroît, de plus profondes mutations du marché du travail dans de nombreux pays avancés depuis 2007, même dans ceux où les taux de chômage sont maintenant inférieurs à ce qu’ils étaient, en moyenne, avant la crise.

Cette section examine les facteurs déterminants de la progression des salaires dans différents pays avancés au cours des dernières années. L’approche empirique suit l’ordre retenu dans la présentation des facteurs déterminants des salaires. Elle commence par examiner le rôle des facteurs cycliques, comme le chômage et les anticipations inflationnistes, et les facteurs ayant un horizon à moyen terme (croissance tendancielle de la productivité), puis analyse la manière dont l’évolution de la nature de l’emploi agit sur la dynamique des salaires. Elle étudie enfin les effets de facteurs influençant plus lentement cette dynamique ainsi que l’emploi à temps partiel involontaire.

Analyse globale — observations recueillies dans différents pays

L’approche de référence est une variante de panel de la courbe des salaires de Phillips estimée dans Gali (2011) par une analyse de régression de la progression des salaires par rapport à l’inflation anticipée, à l’inflation antérieure et au taux de chômage22. L’analyse considère la progression des salaires nominaux et examine de manière explicite les effets de l’inflation aux périodes antérieures et de l’inflation anticipée, en même temps que les facteurs qui pourraient avoir des répercussions par le biais de la dynamique des salaires réels.

Ces facteurs cycliques peuvent être expliqués comme suit. La progression des salaires nominaux dépend de l’inflation anticipée (si les salaires sont établis sur une base prospective) ou de l’inflation antérieure (si les salaires sont indexés par un mécanisme à caractère rétrospectif); elle dépend en fait probablement le plus souvent de ces deux facteurs à la fois. Le modèle de référence posant en hypothèse que le taux de chômage naturel est constant et que les employés travaillent pendant un nombre d’heures qui est, lui aussi, constant, le taux de chômage peut servir de variable de remplacement du sous-emploi des ressources sur le marché du travail, bien que d’autres modèles (décrits aux annexes 2.2 et 2.3) utilisent l’écart de production. Il faut s’attendre à ce qu’un affaiblissement plus marqué du marché du travail ralentisse la progression des salaires. Cette dernière peut aussi être différente selon que l’économie entre ou sort d’une période de récession, quelle que soit l’ampleur du sous-emploi des ressources et des anticipations inflationnistes. C’est pourquoi les courbes de salaire de Phillips neutralisent aussi les effets du chômage (Manning, 1993; Gali, 2011). La croissance tendancielle de la productivité du travail influence dans une très large mesure la progression des salaires, comme indiqué dans la description générale de la détermination des niveaux de rémunération. Le modèle de référence neutralise également l’effet de ce facteur23.

La structure de panel permet d’examiner la dynamique des salaires dans différents pays avancés, en exploitant les variations des facteurs déterminants de la progression des rémunérations dans le temps et entre les pays. Pour pouvoir tester la robustesse de la spécification, il a été décidé de considérer les relations entre la progression des salaires et le sous-emploi du marché du travail, la variation du taux de chômage et les anticipations inflationnistes qui sont propres à chaque pays. Le recours à des coefficients particuliers aux différents pays peut faciliter la prise en compte d’éléments particuliers à chaque contexte — par exemple, l’hypothèse que les salaires nominaux aux États-Unis ont faiblement augmenté au cours des dernières années en partie parce que les employeurs n’ont pas abaissé les niveaux de rémunération immédiatement après la crise financière (Yellen, 2014; Daly et Hobijn, 2015), ou l’idée que la progression des salaires peut avoir été ralentie par la diminution du nombre d’entreprises entrant sur le marché, une réduction des rotations sur le marché du travail et l’amenuisement de la mobilité professionnelle (passage d’un emploi à un autre) — et, par conséquent, la diminution du nombre d’accroissements discrets des rémunérations auxquelles ces transitions sont généralement associées24. Bien que la réalisation de tests détaillés des hypothèses propres à chaque pays sorte du cadre du présent chapitre, l’analyse transversale est complétée dans deux encadrés qui décrivent des mécanismes particuliers observés dans certains pays avancés. L’encadré 2.2 examine l’incidence du gel et des réductions des salaires nominaux à partir de données collectées au niveau des entreprises en Europe, tandis que l’encadré 2.3 considère la manière dont la croissance des salaires dans un vaste échantillon de pays avancés peut avoir été déterminée par la solidité des bilans des entreprises après la crise financière.

Sous-emploi des ressources et inflation

L’analyse montre qu’il existe une relation significative sur le plan statistique entre le sous-emploi des ressources et l’inflation aux périodes antérieures, d’une part, et la croissance des salaires nominaux, d’autre part, et que cette relation est assortie des signes prévus (tableau de l’annexe 2.3.1, colonne 1). Une augmentation d’un point du taux de chômage est associée à une baisse de 0,3 à 0,4 point de la croissance des salaires nominaux, tandis qu’une augmentation d’un point de l’inflation aux périodes antérieures est associée à une augmentation de 0,2 point de la croissance des salaires nominaux.

Croissance tendancielle de la productivité du travail

La rentabilité des entreprises et la mesure dans laquelle elles peuvent absorber des hausses de salaire dépendent de l’évolution de la croissance tendancielle de la productivité du travail, comme expliqué dans la description générale de la détermination des salaires. Selon les données empiriques, les salaires nominaux paraissent effectivement évoluer avec la croissance tendancielle de la productivité (tableau de l’annexe 2.3.1, colonne 2). Une augmentation d’un point de la croissance tendancielle de la productivité est associée à une baisse de 0,7 point de la progression des salaires nominaux25.

Les approches conçues pour atténuer les préoccupations suscitées par une éventuelle relation de causalité inverse entre la hausse des salaires et l’inflation (tableau de l’annexe 2.3.1, colonne 3) et l’emploi d’un échantillon ne comprenant pas les pays avancés de plus petite taille pour éviter qu’ils n’influencent indûment les résultats (tableau de l’annexe 2.3.1, colonnes 5 à 7) produisent des évolutions similaires. Le graphique 2.9 indique les coefficients estimés pour la spécification retenue à partir d’un échantillon ne comprenant pas les petits pays et au moyen de variables instrumentales ayant pour objet de prendre en compte la possibilité d’une inflation endogène dans l’équation des salaires (tableau de l’annexe 2.3.1, colonne 7). L’analyse par pays des répercussions du sous-emploi des ressources, de l’inflation antérieure et de la croissance de la productivité montre de surcroît que la dispersion sous-jacente des estimations propres à chaque pays (graphique 2.10; tableau de l’annexe 2.3.1, colonnes 4 et 8) cadre dans l’ensemble avec les coefficients obtenus au moyen des données de panel internationales26.

Graphique 2.9.Effets sur la croissance des rémunérations horaires : estimation de panel

(Points de pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les salaires sont représentés par la rémunération horaire des travailleurs, abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les marqueurs indiquent les coefficients estimés, et les segments décrivent des intervalles de confiance à 90 %. L’échantillon ne comprend pas les États baltes. Le cours du pétrole sert de variable instrumentale de l’inflation antérieure. Les chiffres proviennent de la colonne (7) du tableau de l’annexe 2.3.1.

Graphique 2.10.Effets sur la croissance des rémunérations horaires : estimations par pays, dispersion entre les pays

(Points de pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les salaires sont représentés par la rémunération horaire des travailleurs, abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les marqueurs indiquent les moyennes des coefficients estimés pour chaque pays, et les segments décrivent les intervalles interquartiles correspondants. L’échantillon ne comprend pas les États baltes. Les chiffres proviennent de la colonne (8) du tableau de l’annexe 2.3.1.

Les conclusions demeurent valables lorsque l’on utilise l’écart de production globale pour mesurer le sous-emploi des ressources (ce qui permet de prendre en compte l’évolution dans le temps du taux de chômage naturel et les variations cycliques du nombre d’heures ouvrées par travailleur) ainsi que d’autres indicateurs des anticipations inflationnistes et de la croissance tendancielle de la productivité (tableau de l’annexe 2.3.2).

Évolution de la nature de l’emploi et sous-emploi latent des ressources

De récentes études font valoir que le taux de chômage mesuré ne rend pas forcément précisément compte du sous-emploi des ressources aux États-Unis (et privilégient donc l’utilisation d’U-6 en tant qu’indicateur de plus vaste portée de ce sous-emploi) et dans certaines parties de la zone euro (BCE, 2017)27, 28. Il se peut aussi que, dans la mesure où la baisse des taux de chômage tient en partie au fait que des travailleurs doivent accepter des emplois à temps partiel, l’augmentation de ce type d’emploi surestime l’affaiblissement du marché du travail. En effet, ces travailleurs peuvent être prêts à accepter une augmentation plus lente de leurs rémunérations, mais, en même temps, continuer de rechercher un emploi à plein temps et un contrat de travail à durée indéterminée. Ce faisant, ils font concurrence aux travailleurs recrutés sur la base de contrats plus traditionnels et influencent la progression des salaires de ces derniers. L’affaiblissement effectif du marché du travail peut donc être plus important que ne l’indiquent les taux de chômage29.

L’approche de référence a été développée dans le but de déterminer si l’évolution de la nature de l’emploi (expliquée dans la section intitulée «L’amélioration apparente des marchés du travail des pays avancés masque des mutations plus profondes») peut avoir contribué à un sous-emploi latent des ressources dont le taux de chômage ne rend pas compte (tableaux 2.3.32.3.7). Les analyses menées à cette fin prennent aussi en compte les proportions d’emplois à temps partiel involontaires et de contrats temporaires30.

Il existe une relation entre l’accroissement de la proportion des emplois à temps partiel involontaires et le ralentissement de la progression des salaires, même lorsque l’effet des variables considérées précédemment est neutralisé. À l’échelle de tous les pays, une augmentation moyenne d’un point de la proportion de l’emploi à temps partiel involontaire est associée à une baisse de 0,3 point de la croissance des salaires nominaux. L’analyse de régression estime aussi séparément les coefficients de trois sous-groupes de manière à prendre en compte la possibilité que les coefficients varient selon les pays en fonction du degré d’affaiblissement de leurs marchés du travail respectifs depuis la crise. La valeur estimée du coefficient est plus élevée pour l’échantillon de pays où le taux de chômage est inférieur aux taux moyens enregistrés avant la Grande récession. Pour ce groupe de pays, une augmentation d’un point de la part de l’emploi à temps partiel involontaire est associée à un ralentissement de 0,7 point de la croissance des rémunérations. L’effet estimé n’est que de 0,2 point pour les pays où le taux de chômage est sensiblement supérieur à ce qu’il était en moyenne avant la Grande récession. Bien que les estimations ponctuelles diffèrent selon les sous-échantillons, les écarts ne sont pas significatifs sur le plan statistique (le graphique 2.11 présente les coefficients indiqués au tableau de l’annexe 2.3.3, colonnes 5 à 8).

Graphique 2.11.Effets de l’emploi à temps partiel involontaire sur l’augmentation des rémunérations horaires, 2000–16

(Points de pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : La variable utilisée pour représenter les salaires est la rémunération horaire des travailleurs, abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les marqueurs indiquent les coefficients estimés et les segments dénotent des intervalles de confiance à 90 %. Les personnes travaillant à temps partiel de manière involontaire sont les personnes qui travaillent moins de 30 heures par semaine parce qu’elles n’ont pas trouvé d’emploi à plein temps. La part de l’emploi à temps partiel involontaire est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs ayant un emploi de ce type et l’emploi total. Les pays où le taux de chômage est inférieur à la moyenne sur la période 2000–07 sont les pays suivants : CZE, DEU, GBR, ISR, JPN, SVK et USA; les pays où le taux de chômage est légèrement supérieur à la moyenne sur la période 2000–07 sont ceux où l’augmentation est inférieure à la médiane de tous les pays dont le taux de chômage a augmenté et comprennent les pays suivants : AUS, AUT, BEL, CAN, CHE, FIN, ISL, NOR et SWE; les pays où le taux de chômage est nettement supérieur à la moyenne pour 2000–07 sont ceux où l’augmentation est supérieure à la médiane de tous les pays dont le taux de chômage a augmenté et comprennent les pays suivants : DNK, ESP, FRA, GRC, IRL, ITA, NLD, PRT et SVN. Les codes utilisés dans le graphique pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO). Les chiffres proviennent des colonnes (5) à (8) du tableau de l’annexe 2.3.3.

Bien qu’elle parvienne à la conclusion que l’emploi à temps partiel involontaire pèse sur la progression des salaires nominaux, l’analyse ne détecte aucun impact des contrats temporaires sur la dynamique des salaires. En général, la part des contrats temporaires dans le total de l’emploi n’a pas d’effet statistiquement significatif sur les salaires globaux pour l’ensemble de l’échantillon ou pour l’un quelconque de ses sous-groupes (tableaux 2.3.6 et 2.3.7)31.

Contributions aux variations de la croissance des salaires nominaux

Le graphique 2.12, qui regroupe les effets du sous-emploi des ressources, de l’inflation antérieure et de la croissance tendancielle de la productivité, décrit les contributions de ces facteurs à l’évolution du taux de croissance moyen des salaires nominaux observée durant la période 2000–07 et depuis 2008. Dans les pays où les taux de chômage sont inférieurs aux moyennes sur la période 2000–07, les deux tiers environ du tassement de la progression des salaires nominaux sont dus au ralentissement de la croissance tendancielle de la productivité; cet effet est de surcroît plus marqué en 2015–16 qu’antérieurement du fait du récent ralentissement de cette croissance dans ce groupe de pays. La réduction du sous-emploi des ressources (mesuré ici par les indicateurs traditionnels du marché du travail, c’est-à-dire le taux de chômage et son évolution) aurait dû stimuler la progression des salaires nominaux depuis 2014, mais cette dernière est toujours freinée par l’emploi à temps partiel involontaire (graphique 2.12, plage 1). En revanche, dans les pays où les taux de chômage sont toujours supérieurs à ce qu’ils étaient avant la crise, les indicateurs traditionnels de l’affaiblissement du marché du travail expliquent environ la moitié du ralentissement de la progression des salaires nominaux depuis 2007, auquel contribue de surcroît l’emploi à temps partiel involontaire (bien que l’emploi à temps partiel, même involontaire, puisse avoir soutenu le taux d’activité et facilité le maintien de liens plus étroits avec le marché du travail que le chômage). La croissance de la productivité a une contribution plus faible, peut-être parce qu’elle était déjà léthargique avant la crise (graphique 2.12, plages 2 et 3).

Graphique 2.12.Décomposition de la dynamique des salaires, 2000–16

(Variation en point de pourcentage par rapport à la moyenne sur la période 2000–07)

Source : calculs des services du FMI.

Note : La variable utilisée pour représenter les salaires est la rémunération horaire des travailleurs, abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les personnes travaillant à temps partiel de manière involontaire sont les personnes qui travaillent moins de 30 heures par semaine parce qu’elles n’ont pas trouvé d’emploi à plein temps. La part de l’emploi à temps partiel involontaire est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs ayant un emploi de ce type et l’emploi total. Les groupes de pays sont définis comme indiqué dans la note du graphique 2.11. La décomposition est basée sur les coefficients figurant dans la colonne (5) du tableau de l’annexe 2.3.3 et est pondérée par le PIB aux taux de change du marché des différents pays.

Les facteurs intérieurs de l’évolution des salaires (comme le chômage) ont une importante composante observable dans tous les pays en raison des relations économiques internationales et des effets généralisés des facteurs mondiaux. Les conditions régnant dans un pays peuvent, de surcroît, avoir des répercussions directes sur les niveaux des salaires à l’étranger. Il est, par exemple, possible que la faiblesse relative des salaires dans un pays fasse pression à la baisse sur les salaires dans d’autres pays dont les installations de production pourraient se réimplanter dans des sites où les coûts sont moins élevés. Ces facteurs communs sont pris en compte par les effets temporels qui sont significatifs sur le plan statistique dans les régressions. Les effets fixes d’année sont généralement corrélés avec les taux moyens d’inflation aux périodes antérieures, la croissance tendancielle de la productivité, le chômage et l’emploi à temps partiel involontaire dans les pays avancés. Conjointement, ces différentes forces expliquent plus de 70 % de la variation totale des effets fixes d’année estimés. Toutefois, comme le montre le graphique 2.13, il existe un résidu négatif non expliqué par ces facteurs après 2009 et, surtout, durant la période 2014–16. Ce dernier pourrait représenter les effets de l’intensification de l’intégration économique qui amplifie le rôle des conditions extérieures et pèse, de manière générale, sur la progression des salaires. Son importance grandissante après la Grande récession et la crise de la dette souveraine dans la zone euro pourrait dénoter les pressions à la baisse sur les revendications salariales dues à la synchronisation des récessions et, dans certains cas, aux mesures prises pour ralentir la hausse des salaires et améliorer la compétitivité. Ces résultats corroborent ainsi les conclusions préalables concernant l’ampleur des effets du sous-emploi des ressources et de l’inflation antérieure sur la progression des salaires et mettent en relief les effets de facteurs extérieurs communs supplémentaires32.

Graphique 2.13.Effets fixes d’année et facteurs communs, 2000–16

(Indice)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les effets fixes d’année sont calculés par la méthode des moindres carrés ordinaires à partir des données de la colonne (1) du tableau de l’annexe 2.3.3. Les résidus proviennent de la régression de ces effets fixes d’année par rapport aux valeurs moyennes enregistrées par les pays avancés pour les facteurs indiqués dans le graphique 2.12 et à une constante. Les effets fixes d’année et les prévisions sont ensuite recentrés de manière à ce que la valeur moyenne des effets fixes d’année pour la période 2000–16 soit égale à zéro.

Facteurs sous-jacents

La croissance atone des salaires nominaux et les transformations de la nature de l’emploi ont eu lieu dans un contexte caractérisé par un ralentissement de la croissance potentielle, la modification des processus mondiaux de production résultant de l’automatisation et de l’intégration commerciale, et l’évolution des institutions du marché du travail (graphiques 2.14 et 2.15). Lorsque l’approche de référence est élargie de manière à prendre en compte ces facteurs, dont les effets se font sentir très progressivement, la variable de remplacement de l’automatisation (le prix relatif des biens d’équipement) et la diminution du taux de croissance attendu à moyen terme semblent exercer des pressions à la baisse sur le rythme de croissance des salaires, qui viennent s’ajouter à ceux des facteurs examinés précédemment33.

Graphique 2.14.Évolution des anticipations de croissance et des institutions du marché du travail

Sources : base de données Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention, and Social Pacts; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : Le taux de densité syndicale est égal au rapport entre le nombre net de membres de syndicats et le nombre de salariés employés (moyenne simple pour les différents pays); les accords bipartites ou tripartites dénotent l’existence d’un conseil bipartite réunissant un syndicat central et les employeurs et/ou d’un conseil tripartite auquel participe l’État. Les négociations au niveau des entreprises indiquent que les négociations s’effectuent essentiellement au niveau local/des entreprises. La rigueur des protections de l’emploi concerne les licenciements individuels et collectifs (contrats normaux). L’échantillon comprend entre 26 et 33 pays avancés.

Graphique 2.15.Facteurs à long terme de la dynamique du marché du travail

Sources : base de données Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention, and Social Pacts; Penn World Tables Capital Detail; Banque mondiale, base de données des Indicateurs du développement dans le monde; calculs des services du FMI.

Note : Les chiffres relatifs aux pays avancés ont été calculés comme suit : les chiffres sectoriels pondérés par la valeur ajoutée sectorielle ont été regroupés au niveau de chaque pays, puis les résultats ainsi obtenus, pondérés par le PIB nominal national, ont été regroupés pour l’ensemble des pays considérés. Les chiffres sectoriels sont égaux à la somme des chiffres des différents pays pondérés par la valeur ajoutée sectorielle. Les abréviations des secteurs sont définies dans la note du graphique 2.8.

Bien que d’autres résultats soient robustes que l’on inclut ou non les années de la Grande récession, certains coefficients diffèrent selon la période retenue, comme le montrent les tableaux de l’annexe 2.3.8 et 2.3.9. L’automatisation — représentée par la baisse du prix relatif des biens d’équipement — et la diminution du taux de croissance attendu à moyen terme pèsent sur la progression des salaires nominaux, même lorsque l’on ne prend pas en compte les années de la Grande récession. Le coefficient de la variation de la densité syndicale est sensible au choix des années et à l’inclusion de son niveau en tant que variable de contrôle supplémentaire. Les modifications de la réglementation des licenciements individuels et collectifs (mesure de la protection de l’emploi; voir l’annexe 2.3.1 pour plus de détails) n’ont pas d’effet significatif sur le plan statistique sur la croissance des salaires nominaux. Ces facteurs pouvant être liés (une augmentation de la participation à la chaîne de valeur mondiale et la délocalisation à l’étranger des activités de la production peuvent, par exemple, entraîner une baisse du nombre de personnes syndiquées), il est foncièrement difficile de déterminer la contribution précise de chaque facteur à la récente dynamique des salaires. La faible diminution du prix relatif des biens d’équipement au cours des dernières années par comparaison à l’évolution observée antérieurement indique néanmoins, comme le montre le graphique 2.15, que l’automatisation (représentée par cette mesure) ne semble pas avoir fortement contribué à la faiblesse de la progression des salaires après la Grande récession34.

Ces facteurs peuvent avoir conjugué leurs effets, plus progressifs, à ceux des facteurs cycliques pour accroître l’emploi à temps partiel involontaire (tableau de l’annexe 2.3.10). Bien qu’un écart de production négatif (écart entre la production effective et la production potentielle du pays) soit associé à une augmentation de la proportion de l’emploi à temps partiel involontaire, d’autres facteurs, comme la croissance attendue à moyen terme et l’automatisation, paraissent aussi jouer un rôle (graphique 2.16). Les entreprises, prévoyant un ralentissement de la croissance à moyen terme, peuvent avoir jugé préférable de recruter des travailleurs à temps partiel. L’automatisation des processus de travail peut avoir provoqué une diminution structurelle de la demande de main-d’œuvre. L’augmentation de la part du secteur des services est de surcroît associée à un accroissement de l’emploi à temps partiel involontaire, ce qui cadre avec les effets de composition présentés dans la section intitulée «L’amélioration apparente des marchés du travail des pays avancés masque des mutations plus profondes».

Graphique 2.16.Effets de la proportion d’emploi à temps partiel involontaire, analyse globale

(Points de pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les marqueurs indiquent les coefficients estimés, et les segments représentent des intervalles de confiance à 90 %. Le graphique a été établi à partir des données des colonnes (2) à (6) du tableau de l’annexe 2.3.10. CVM = chaîne de valeur mondiale.

Récapitulation et conséquences pour l’action à mener

Les évolutions récemment observées sur les marchés du travail des pays avancés indiquent une rupture possible du lien entre le chômage et les salaires. Bien que les taux de chômage se rapprochent de ceux observés avant la Grande récession, ou soient même inférieurs à ces derniers, dans de nombreux pays, les salaires nominaux continuent de progresser beaucoup plus lentement. Cette évolution léthargique tient, dans certains cas, à l’adoption de mesures pour ralentir la hausse des salaires et améliorer la compétitivité après la crise financière mondiale et la crise de la dette souveraine dans la zone euro, mais elle semble aussi être due à un facteur commun aux pays avancés, à savoir l’affaiblissement généralisé des marchés du travail depuis la Grande récession. Elle est aussi manifeste dans les contextes caractérisés par de plus fortes proportions d’emplois à temps partiel involontaires et de contrats d’emploi temporaire et un nombre plus faible d’heures ouvrées par travailleur.

L’analyse détermine que l’évolution globale de l’emploi à temps partiel, des contrats temporaires et du nombre d’heures ouvrées tient, en partie, à une modification de la répartition de l’emploi au détriment des secteurs qui proposent généralement des contrats d’emploi traditionnels (proportions plus faibles d’emplois à temps partiel et de contrats temporaires, nombre d’heures ouvrées plus élevé par travailleur) et au profit de secteurs dans lesquels des modalités plus souples prédominent.

Il n’est toutefois pas aussi évident que la modification structurelle de la répartition de l’emploi explique l’atonie de la progression des salaires. De fait, l’analyse établit que la sous-utilisation de la main-d’œuvre, la lenteur de la croissance de la productivité et la faiblesse des anticipations inflationnistes sont les principaux obstacles à la progression des salaires au niveau des pays. L’automatisation, qui est représentée par les prix relatifs des biens d’équipement, semble avoir contribué dans une mesure limitée à l’atonie de la dynamique des salaires après la Grande récession puisque cette variable n’a que peu diminué au cours des dernières années par comparaison aux périodes antérieures. Toujours selon l’analyse, l’automatisation pèsera davantage sur la progression des salaires à l’avenir si la baisse des prix relatifs des biens d’équipement s’accélère. Il est toutefois difficile de formuler des conclusions directes sur l’impact de l’automatisation parce que, comme indiqué précédemment, le prix relatif des biens d’équipement n’est que l’un des circuits par lequel ce facteur peut influencer la progression des salaires.

Le chapitre compare les années écoulées depuis 2008 et la période 2000–07 pour montrer que, dans les pays dont les taux de chômage sont encore nettement supérieurs aux taux moyens enregistrés avant la Grande récession, les indicateurs traditionnels de la faiblesse du marché du travail expliquent environ la moitié du ralentissement de la progression des salaires, qui est aussi freinée par l’emploi à temps partiel involontaire. Il est peu probable que les salaires augmenteront dans ces pays tant que le sous-emploi des ressources ne sera pas réellement résorbé, ce qui exigera la poursuite de politiques accommodantes conçues pour stimuler la demande globale.

Dans les pays où les taux de chômage sont à présent inférieurs aux taux moyens enregistrés avant la Grande récession et où le sous-emploi mesuré des ressources semble faible, la lenteur de la croissance de la productivité peut expliquer environ les deux tiers du ralentissement de la progression des salaires nominaux depuis 2007. Même dans ces pays, l’emploi à temps partiel involontaire, qui peut avoir soutenu le taux d’activité et permis aux travailleurs de maintenir des liens avec le marché du travail, semble peser sur la progression des salaires, conjointement à des facteurs dont les effets sont plus progressifs.

Tout indique en outre que les salaires peineront à augmenter dans les pays où la croissance de la productivité tendancielle se ralentit, même si les taux de chômage diminuent. Les taux d’inflation resteront aussi assez faibles à moins que les salaires n’augmentent plus rapidement que la productivité pendant une période prolongée. Dans ce cas, des politiques accommodantes contribueront à stimuler la demande et à réduire les taux de chômage, bien que la croissance globale des salaires (et, partant, l’inflation) puisse rester faible jusqu’à ce que l’emploi à temps partiel involontaire diminue ou la croissance tendancielle de la productivité s’accélère. Il sera important d’évaluer le degré de sous-emploi des ressources effectif en considérant d’autres éléments que le seul taux de chômage pour déterminer avec quelle rapidité il conviendra de mettre un terme aux politiques monétaires accommodantes.

Il est aussi manifeste que l’emploi à temps partiel involontaire est associé à des facteurs cycliques et à des facteurs ayant des effets plus progressifs, comme l’automatisation, la baisse des anticipations de croissance à moyen terme et l’importance grandissante du secteur des services. Certaines de ces évolutions témoignent d’une transformation persistante de la nature de l’emploi et des relations du travail. Il pourrait donc falloir que les responsables de l’action publique déploient de plus amples efforts pour remédier aux facteurs de vulnérabilité auxquels sont confrontés les travailleurs à temps partiel et, notamment, lancent des initiatives pour renforcer l’enseignement secondaire et tertiaire de manière à améliorer les niveaux de compétence à long terme; élargir le champ d’application du salaire minimum lorsqu’il ne couvre pas les employés à temps partiel; assurer des congés payés annuels, familiaux et médicaux établis sur une base proportionnelle pour assurer un traitement similaire aux employés à plein temps; et proposer des formations subventionnées aux employés à temps partiel pour leur permettre de se recycler et de se reconvertir (le numéro d’octobre 2007 du Moniteur des finances publiques et Golden (2016) récapitulent les mesures prises dans diverses villes des États-Unis). Il importera toutefois que les diverses mesures prises pour assurer la sécurité des revenus des personnes travaillant à temps partiel ou sur la base de contrats temporaires soient conçues de manière à avoir le moins possible de répercussions négatives sur la souplesse du marché du travail et la création d’emplois.

L’importance grandissante de l’emploi à temps partiel et des contrats temporaires remet plus généralement en cause la structure actuelle des systèmes de protection sociale — mis en place dans un grand nombre de pays avancés à la suite de la crise économique des années 30 et de la Seconde Guerre mondiale — qui sont peut-être mieux adaptés à une situation de l’emploi «binaire» (emploi à plein temps ou chômage). Et dans la mesure où l’évolution de la nature de l’emploi n’est pas purement cyclique, mais tient aussi à des mutations structurelles à long terme, il conviendrait de revoir en profondeur les caractéristiques des protections sociales.

Encadré 2.1.Dynamique du marché du travail par niveau de qualification

La prime à la compétence — c’est-à-dire le rapport entre les salaires des travailleurs qualifiés et ceux des travailleurs non qualifiés — fait l’objet de nombreuses aux études depuis quelques années. Plusieurs d’entre elles examinent l’aplatissement de la courbe décrite par cette prime aux États-Unis depuis 2000 (graphique 2.1.1), qu’elles attribuent : 1) à l’arrivée à maturité de la révolution des technologies de l’information, qui a pour effet de ralentir la demande de personnel ayant un haut niveau d’instruction (Beaudry, Green et Sand, 2014, 2016), 2) à un nivellement de la complémentarité entre le travail exigeant de hautes compétences et les nouvelles technologies de production (en particulier les technologies faisant appel à l’informatique et au capital organisationnel connexe), et 3) à l’intensification de la concurrence entre les niveaux d’instruction pour obtenir des emplois bien payés de plus en plus rares (Valletta, 2016; Autor, 2017)1.

Graphique 2.1.1.Évolution des primes à la compétence aux États-Unis

Sources : Bureau of Labor Statistics des États-Unis; calculs des services du FMI.

Note : Les travailleurs peu qualifiés sont les travailleurs qui n’ont pas de diplôme de l’enseignement secondaire; les travailleurs moyennement qualifiés sont les diplômés de l’enseignement secondaire qui n’ont pas fait d’études universitaires; les travailleurs qualifiés sont ceux qui sont titulaires d’au moins un diplôme du premier cycle d’études universitaires.

Peu d’études analysent toutefois l’évolution récente de la prime à la compétence dans les pays européens2. Cet encadré couvre l’évolution des indicateurs du marché du travail par niveau de qualification dans les pays européens au cours de la dernière décennie, en utilisant trois séries de données transversales correspondant aux années 2006, 2010 et 20143.

Les résultats indiquent que, si les travailleurs peu qualifiés et les travailleurs moyennement qualifiés en Europe ont souffert à la marge extensive (nombre d’heures ouvrées dans le premier cas et emploi dans le second), les salaires horaires de ces deux catégories de travailleurs ont relativement augmenté au cours des dix dernières années.

Amenuisement de la dispersion des salaires

La prime à la compétence a diminué dans les pays européens entre 2006 et 2014 (graphique 2.1.2), et ce, que l’on considère le rapport entre les salaires des travailleurs très qualifiés et ceux des travailleurs peu qualifiés ou le rapport entre les salaires des travailleurs très qualifiés et ceux des travailleurs moyennement qualifiés. Aux États-Unis, le premier de ces rapports a également diminué durant la période considérée, bien que le deuxième ait affiché un léger accroissement, qui témoigne d’un recul relatif des rémunérations des travailleurs moyennement qualifiés.

Graphique 2.1.2.Primes à la compétence et évolution des primes à la compétence dans les pays européens

Sources : Eurostat; calculs des services du FMI.

Note : Les travailleurs peu qualifiés sont les travailleurs qui n’ont pas de diplôme de l’enseignement secondaire; les travailleurs moyennement qualifiés sont les diplômés de l’enseignement secondaire qui n’ont pas fait d’études universitaires; les travailleurs qualifiés sont ceux qui sont titulaires d’au moins un diplôme du premier cycle d’études universitaires. Le graphique indique les moyennes simples des secteurs et des pays. ACC = hébergement et restauration; CON = construction; EDU = éducation; FIN = services financiers et d’assurance; HEA = services de santé et d’action sociale; MNF = activités manufacturières; MNG = activités extractives; PUB = administration publique et défense; TRD = commerce de gros et de détail.

L’analyse des variations entre les secteurs montre que la progression des salaires nominaux a été plus rapide dans les secteurs employant une plus forte proportion de travailleurs peu qualifiés. À l’évidence (puisque la somme des proportions est égale à 1), l’inverse se produit dans les secteurs affichant une proportion plus importante de travailleurs très qualifiés (graphique 2.1.3).

Graphique 2.1.3.Croissance des salaires nominaux par secteur et par niveau de compétence

Source : Eurostat; calculs des services du FMI.

Note : Les travailleurs peu qualifiés sont les travailleurs qui n’ont pas de diplôme de l’enseignement secondaire; les travailleurs qualifiés sont ceux qui sont titulaires d’au moins un diplôme du premier cycle d’études universitaires. ACC = hébergement et restauration; CON = construction; EDU = éducation; FIN = services financiers et d’assurance; HEA = services de santé et d’action sociale; MNF = activités manufacturières; MNG = activités extractives; OTH = autres services; PUB = administration publique et défense; TRD = commerce de gros et de détail.

Affaiblissement de l’emploi

L’évolution de l’emploi témoigne aussi d’un affaiblissement dans les pays européens — dans le droit fil des analyses relatives aux États-Unis4. La proportion des travailleurs moyennement qualifiés a diminué, tandis que celles des travailleurs non qualifiés et des travailleurs très qualifiés ont augmenté (graphique 2.1.4). Cette évolution, qui caractérise tous les secteurs, est toutefois beaucoup plus prononcée dans celui des services (finance, administrations publiques, santé, éducation). Si les données sectorielles sur les prix des biens d’équipement sont limitées, il semble néanmoins que les secteurs plus exposés aux progrès technologiques (qui ont enregistré les plus fortes baisses des prix de leurs biens d’équipement) ont également enregistré une réduction plus prononcée de la proportion de travailleurs moyennement qualifiés qui ont un emploi5.

Graphique 2.1.4.Parts des emplois par niveau de compétence

Source : Eurostat; calculs des services du FMI.

Note : Les travailleurs peu qualifiés sont les travailleurs qui n’ont pas de diplôme de l’enseignement secondaire; les travailleurs moyennement qualifiés sont les diplômés de l’enseignement secondaire qui n’ont pas fait d’études universitaires; les travailleurs qualifiés sont ceux qui sont titulaires d’au moins un diplôme du premier cycle d’études universitaires. ACC = hébergement et restauration; CON = construction; EDU = éducation; FIN = services financiers et d’assurance; HEA = services de santé et d’action sociale; MNF = activités manufacturières; MNG = activités extractives; PUB = administration publique et défense; TRD = commerce de gros et de détail.

Diminution du nombre d’heures ouvrées des travailleurs peu qualifiés

La proportion de l’emploi revenant à des travailleurs moyennement qualifiés a diminué, mais celle des travailleurs peu qualifiés semble avoir enregistré une réduction du nombre d’heures ouvrées plus marquée que les autres catégories de travailleurs. Il est toutefois difficile d’obtenir des données au niveau des secteurs des différents pays sur le nombre d’heures ouvrées par niveau de qualification. Les secteurs affichant de fortes proportions de travailleurs peu qualifiés enregistrent toutefois les plus fortes baisses du nombre d’heures ouvrées (graphique 2.1.5). Cette observation cadre avec les conclusions de l’Union européenne (2015), qui indiquent l’existence d’inégalités nettement plus importantes au niveau des rémunérations annuelles qu’au niveau des salaires mensuels et horaires. Le nombre de mois de travail et, dans une moindre mesure, le nombre d’heures ouvrées durant l’année semblent être des sources de variations significatives.

Graphique 2.1.5.Parts des emplois par niveau de compétence et évolution du nombre d’heures ouvrées par travailleur

Sources : Eurostat; calculs des services du FMI.

Note : Les travailleurs peu qualifiés sont les travailleurs qui n’ont pas de diplôme de l’enseignement secondaire; les travailleurs moyennement qualifiés sont les diplômés de l’enseignement secondaire qui n’ont pas fait d’études universitaires; les travailleurs qualifiés sont ceux qui sont titulaires d’au moins un diplôme du premier cycle d’études universitaires. ACC = hébergement et restauration; CON = construction; EDU = éducation; FIN = services financiers et d’assurance; HEA = services de santé et d’action sociale; MNF = activités manufacturières; MNG = activités extractives; OTH = autres services; PUB = administration publique et défense; TRD = commerce de gros et de détail.

L’auteur de cet encadré est Zsóka Kóczán.1Des études antérieures établissent un lien entre l’accroissement de la dispersion des salaires dans certains pays avancés (en particulier aux États-Unis et au Royaume-Uni) dans les années 80 et, dans une moindre mesure, dans les années 90, et la libéralisation des échanges (Wood, 1991, 1994, 1995; Leamer, 1992, 1996; Burtless, 1995), l’intensification du commerce et des migrations (Borjas et Ramey, 1995), l’externalisation (Feenstra et Hanson, 1996, 2001), ou des modifications technologiques favorisant les compétences (Katz et Murphy, 1992; Berman, Bound et Griliches, 1994; Autor, Katz et Krueger, 1998; Katz et Autor, 1999; DiNardo et Card, 2002; Autor, Katz et Kearney, 2008). Autor et Dorn (2013) analysent la polarisation de l’emploi et des rémunérations aux États-Unis entre 1980 et 2005, et soulignent le rôle joué par l’automatisation des tâches courantes.2Parteka (2010) note le creusement de l’écart entre les salaires des travailleurs peu qualifiés dans l’UE-15 (Allemagne, Autriche, Belgique, Danemark, Espagne, Finlande, France, Grèce, Irlande, Italie, Luxembourg, Pays-Bas, Portugal, Royaume-Uni et Suède) durant la période 1995–2005 dans la plupart des secteurs, et l’Union européenne (2015) détermine que les inégalités salariales ont augmenté entre 2006 et 2011 dans les deux tiers de ses pays membres. Cho et Díaz (2016) notent, toutefois, que la prime à la compétence a diminué durant la période 2000–08 dans les États baltes.3Les travailleurs peu qualifiés sont les travailleurs qui ont arrêté leurs études au niveau du premier cycle du secondaire, les travailleurs moyennement qualifiés sont ceux qui ont achevé leurs études secondaires ou ont poursuivi des études non tertiaires au-delà du secondaire, et les travailleurs qualifiés sont ceux qui ont poursuivi des études tertiaires.4Voir aussi Das et Hilgenstock (à paraître) qui examinent un plus grand échantillon de pays avancés et de pays émergents.5Le chapitre 3 des Perspectives de l’économie mondiale d’avril 2017 fait état des effets particulièrement importants des technologies (baisse des prix des équipements et possibilités offertes par les tâches routinières) sur la proportion de travailleurs moyennement qualifiés.

Encadré 2.2.Contrats de travail et rigidité des salaires nominaux en Europe : observations au niveau de l’entreprise

Cet encadré examine l’évolution des types de contrats de travail et leurs répercussions potentielles sur la dynamique des salaires en Europe après la crise. Les séries de données utilisées dans l’analyse proviennent de Wage Dynamics Network (WDN), et ont été établies de manière à saisir les facteurs déterminants de la dynamique des salaires nominaux pour un important échantillon d’entreprises européennes (de plus amples détails sur ces séries sont présentés dans Izquierdo et al., 2017)1. Les données ont été générées dans le cadre de trois séries d’enquêtes réalisées en 2007, 2010 et 2014.

Évolution des types de contrats d’emploi

Les types de contrats d’emploi considérés dans les enquêtes au niveau des entreprises sont regroupés en trois catégories : emplois permanents à plein temps, emplois permanents à temps partiel et emplois temporaires. L’examen de ces catégories par secteur durant la période 2007–14 montre que la situation n’a pas évolué de la même manière dans le secteur manufacturier et dans les autres secteurs.

La plupart des secteurs non manufacturiers semblent avoir enregistré une forte diminution de la proportion d’emplois permanents à plein temps et une augmentation de celle des contrats de travail plus souples, comme les emplois permanents à temps partiel et les contrats temporaires (graphique 2.2.1). En particulier :

Graphique 2.2.1.Évolution de la répartition des catégories d’emplois

(Points de pourcentage)

Sources : Wage Dynamics Network, séries d’enquêtes de 2007, 2009 et 2014; calculs des services du FMI.

Note : CON = construction; ENR = énergie; FIN = intermédiation financière; MNF = activités manufacturières; MRK = services marchands; NMR = services non marchands; TRD = commerce.

  • Proportion des emplois permanents à plein temps: la proportion moyenne des emplois permanents à plein temps dans l’ensemble des secteurs non manufacturiers est tombée de 81,8 % en 2007 à 77,3 % 2014; elle est en revanche demeurée relativement stable dans le secteur manufacturier (87,2 % 2007 et 85,9 % 2014).

  • Contrats plus souples: l’évolution précédente a pour pendant une plus forte hausse de la proportion des emplois permanents à temps partiel et des emplois temporaires dans les secteurs non manufacturiers que dans le secteur manufacturier. La proportion d’emplois permanents à temps partiel a augmenté de plus de 2 points pour passer de 9,5 % en 2007 à 11,8 % en 2014 dans les secteurs non manufacturiers, mais a augmenté de moins d’un point pour passer de 5,6 % à 6,4 % durant la même période dans le secteur manufacturier; la proportion des emplois temporaires dans les secteurs non manufacturiers est, de même, passée de 8,6 % en 2007 à 10,3 % en 2014, tandis qu’elle est restée pratiquement inchangée dans le secteur manufacturier (7,1 % en 2007 et 7,6 % en 2014).

L’ampleur de la baisse de la proportion d’emplois permanents à plein temps varie également selon les pays et semble être liée à la mesure dans laquelle le chômage a diminué après la Grande récession (graphique 2.2.2). Les pays où le taux de chômage est maintenant inférieur aux taux moyens sur la période 2000–07 (colonnes bleues) affichent une baisse plus limitée de la part des emplois permanents à plein temps que ceux où le taux de chômage demeure supérieur au taux moyen de la période 2000–07 (colonnes rouges)2. Bien que l’augmentation de la proportion des contrats temporaires soit plus prononcée dans la plupart des secteurs non manufacturiers des pays du premier groupe, les pays du second groupe affichent une hausse plus prononcée de la proportion d’emplois permanents à temps partiel dans certains secteurs comme ceux du commerce et de l’énergie.

Graphique 2.2.2.Évolution de la répartition des catégories d’emplois, 2007–14

(Points de pourcentage)

Sources : Wage Dynamics Network, séries d’enquêtes de 2007, 2009 et 2014; calculs des services du FMI.

Note : CON = construction; ENR = énergie; FIN = intermédiation financière; MNF = activités manufacturières; MRK = services marchands; NMR = services non marchands; TRD = commerce.

Dynamique des salaires

À l’échelle de l’échantillon des 20.000 entreprises auprès desquelles une enquête a été menée en 2014, les secteurs qui enregistrent une proportion plus élevée de travailleurs employés sur la base de contrats temporaires sont aussi ceux dans lesquels les réductions des salaires et les gels des rémunérations sont les plus importants. Le graphique 2.2.3 décrit une relation positive au niveau des secteurs entre la proportion des travailleurs dotés de contrats temporaires et la proportion d’entreprises du secteur procédant à des réductions ou au gel des salaires. Il existe en revanche une relation négative entre la proportion d’emplois permanents à plein temps et la proportion d’entreprises procédant à des réductions ou au gel des salaires. Les relations observées indiquent donc l’existence d’une association entre le type de contrat de travail et la fixation des salaires : les secteurs employant une plus forte proportion de leurs effectifs sur la base de contrats plus traditionnels (emplois permanents à plein temps) affichent généralement moins de réductions des salaires et de gel des rémunérations.

Graphique 2.2.3.Réduction et gel des salaires, 2014

(Pourcentage)

Sources : Wage Dynamics Network, séries d’enquêtes de 2007, 2009 et 2014; calculs des services du FMI.

Note : Chaque carré du graphique indique le secteur d’un pays.

L’auteure de cet encadré est Gee Hee Hong.1L’auteur tient à remercier la Banque centrale européenne, qui a bien voulu communiquer les données du WDN aux fins de la présente analyse.2Les pays affichant des taux de chômage relativement élevés sont ceux où le taux de chômage en 2016 était supérieur à leur taux de chômage moyen sur la période 2000–2007. Ce groupe de pays comprend l’Autriche, la Belgique, Chypre, l’Espagne, la France, la Grèce, l’Irlande, l’Italie, le Luxembourg, les Pays-Bas, le Portugal, la Slovénie et la Suisse. Les pays affichant des taux de chômage relativement faibles sont ceux où le taux de chômage en 2016 était inférieur à leur taux de chômage moyen sur la période 2000–2007. Ce groupe de pays comprend l’Allemagne, l’Estonie, Malte, la République slovaque, la République tchèque et le Royaume-Uni.

Encadré 2.3.Ajustement des salaires et de l’emploi après la crise financière mondiale : observations au niveau des entreprises

De quelle manière l’augmentation et la volatilité des revenus ont-elles influencé les décisions d’emploi des entreprises après la crise? Quel a été l’impact de la vulnérabilité financière des différentes entreprises au début de la crise sur les choix des entreprises sur le marché du travail?

Cet encadré analyse ces questions à partir de la série de données ORBIS établie par le Bureau van Dijk. Cette série, riche d’informations sur les entreprises de différents pays, comprend des variables de bilan ainsi que des données sur la masse salariale et sur l’emploi global1. L’analyse examine tout d’abord l’association entre, d’une part, la croissance aux périodes récentes (qui a manifestement un impact sur les anticipations de croissance des entreprises) et le degré d’incertitude et, d’autre part, la progression des salaires et de l’emploi dans les entreprises après la crise financière mondiale. Elle cherche ensuite à déterminer si les ajustements des salaires et/ou de l’emploi effectués par les entreprises après la crise diffèrent en fonction du degré de vulnérabilité financière ex ante de ces dernières de manière à évaluer l’effet que pourraient avoir des facteurs associés à la crise financière sur leurs décisions en matière d’emploi et de rémunération.

Selon les observations recueillies, les entreprises qui ont enregistré une expansion plus rapide au cours de la période récente (et qui ont sans doute des anticipations de croissance plus optimistes) ainsi qu’une moindre volatilité affichent de plus fortes augmentations des salaires et de l’emploi. Les entreprises dont les bilans étaient précaires avant la crise se caractérisent en revanche par une plus faible progression des salaires et de l’emploi après la crise, ce qui témoigne des répercussions que pourrait avoir eu cette dernière sur les décisions d’emploi des entreprises.

Anticipations de croissance et incertitudes comme facteurs déterminants de l’augmentation des salaires et de l’emploi

Dans la mesure où la croissance aux périodes récentes influence les anticipations de la croissance aux périodes à venir (par exemple lorsque les entreprises ont des anticipations adaptatives), le taux de croissance moyen des revenus sur la période de cinq ans qui vient de prendre fin peut être considéré comme une variable de remplacement des anticipations de croissance à moyen terme des entreprises. L’écart type de la croissance des revenus (volatilité) — ou le rapport entre cette croissance et la croissance moyenne des revenus sur la période de cinq ans qui vient de prendre fin (coefficient de variation) — peut, quant à lui, être retenu comme variable de remplacement des incertitudes qu’éprouvent les entreprises en ce qui concerne le cadre de leurs activités.

Les faits indiquent que les salaires et l’emploi ont augmenté plus rapidement après la crise dans les entreprises qui ont des anticipations de croissance plus optimistes ou une situation moins volatile2. Le graphique 2.3.1 compare les écarts entre les taux de croissance moyens des salaires et de l’emploi depuis 2008 des entreprises classées dans le 25e centile sur la base de leur volatilité et de leurs anticipations de croissance et ceux des entreprises se trouvant dans le 75e centile. La croissance des salaires est inférieure de 0,3 à 0,6 point dans les entreprises affichant une plus forte volatilité que les autres (selon la mesure utilisée pour déterminer cette volatilité), tandis que les entreprises dont les anticipations de croissance sont plus optimistes affichent une augmentation des salaires plus forte de deux points que leurs homologues moins optimistes. La croissance de l’emploi est, de même, plus faible de 0,5 à 0,8 point dans les entreprises en proie à une plus grande volatilité que dans les autres. L’optimisme des anticipations de croissance a de surcroît un effet positif sur l’emploi : l’augmentation de l’emploi est plus élevée de 1,5 point dans les entreprises plus optimistes que dans les entreprises moins optimistes.

Graphique 2.3.1.Estimations des différences au niveau de la croissance nominale des salaires et de la croissance de l’emploi selon le degré d’incertitude et les anticipations de croissance

(Points de pourcentage)

Sources : ORBIS; calculs des services du FMI.

Note : Le salaire est égal au rapport entre la masse salariale totale et le nombre d’emplois dans chaque entreprise. Les colonnes bleues indiquent les estimations des différences au niveau de la croissance des salaires entre les entreprises affichant de fortes incertitudes/anticipations de croissance (75e centile) et les entreprises affichant de faibles incertitudes/ anticipations de croissance (25e centile). Les colonnes rouges indiquent les écarts correspondants au niveau de la croissance de l’emploi.

Graphique 2.3.2.Croissance des salaires et de l’emploi en fonction du volume de la dette arrivant à échéance en 2008

(Points de pourcentage)

Sources : ORBIS; calculs des services du FMI.

Note : La colonne de gauche représente l’estimation de la différence de la croissance des salaires après la crise moins la croissance des salaires avant la crise entre une entreprise dont une forte proportion de la dette arrive à échéance en 2008 (75e centile) et une entreprise dont une faible proportion de la dette arrive à échéance en 2008 (25e centile). La colonne de droite représente l’estimation de la différence de la croissance de l’emploi après la crise moins la croissance de l’emploi avant la crise entre les deux types d’entreprises.

Tableau 2.3.1.Facteurs de vulnérabilité financière avant la crise et ajustement de l’emploi après la crise
(1)(2)(3)(4)
Variation de log

(moyenne salaires/travailleurs)
Variation de log

(emploi)
Endettement avant la crise1−0,0130***0,005−0,011***−0,010***
(0,003)(0,005)(0,003)(0,003)
Dette arrivant à échéance en 20082−0,038***−0,036***−0,034***−0,032***
(0,005)(0,004)(0,005)(0,004)
Productivité (productivité multifactorielle)30,790***0,464***
(0,145)(0,119)
Productivité (productivité du travail)40,540***0,343***
(0,123)(0,111)
Effets fixes de paysouiouiouioui
Effets fixes de secteurouiouiouioui
Nombre d’observations82.16298.38682.20498.420
R20,02530,02800,02690,0268
Source : calculs des services du FMI.Note : Les variations du logarithme (moyenne salaires/travailleurs) indiquent la différence entre les salaires moyens des travailleurs avant et après la crise, et les variations du logarithme (emploi) la différence entre le logarithme de l’emploi moyen avant et après la crise. Les erreurs types indiquées entre parenthèses sont regroupées au niveau du couple pays–secteur. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.

Frictions financières et décisions d’emploi

Les entreprises financièrement plus vulnérables avant la crise affichent une croissance plus faible des salaires et de l’emploi après cette dernière, ce qui témoigne de l’effet que pourraient avoir les frictions financières ou les séquelles de la crise sur les ajustements des salaires et de l’emploi après cette dernière.

L’analyse effectuée par la méthode des doubles différences, qui compare les taux de croissance moyens des salaires et de l’emploi avant et après la crise suivant la procédure de Duval, Hong et Timmer (2017), montre que les entreprises qui avaient des bilans plus vulnérables ex ante — un plus fort endettement et un risque de refinancement plus élevé au début de la crise — affichent une croissance plus lente des salaires et de l’emploi après la crise. Ces résultats sont robustes lorsque l’on neutralise l’effet de la productivité du travail et de la productivité multifactorielle dans le droit fil de Wooldridge (2009)3.

Les résultats, qui sont présentés dans le tableau 2.3.1, montrent que, lorsque les effets des mesures de la productivité sont neutralisés, une augmentation de 10 points du taux d’endettement avant la crise est associée à un ralentissement de 0,1 point de la progression des salaires et de l’emploi après la crise. De même, les entreprises exposées à un plus grand risque de refinancement élevé avant la crise affichent une croissance des salaires et de l’emploi plus faible de 0,3 à 0,4 point.

L’auteure de cet encadré est Gee Hee Hong.1La comparabilité des variables entre les pays et dans le temps est assurée de la manière décrite dans Duval, Hong et Timmer (2017), suivant la méthode de Gal et Hijzen (2016).2Les deux principales variables dépendantes sont le taux de croissance annuel de l’emploi total de chaque entreprise et le taux de croissance annuel du salaire par employé, qui est égal à la masse salariale totale divisée par le nombre total d’employés de chaque entreprise.3Le risque de refinancement, mesuré par le rapport entre les engagements à la période en cours (c’est-à-dire la dette arrivant à échéance dans un délai d’un an) et le volume total des ventes inscrites au bilan de 2007, permet d’interpréter les relations causales. La structure de l’endettement des entreprises en 2007 n’est vraisemblablement pas associée à d’autres caractéristiques non observées des entreprises influençant les décisions de salaires et d’emploi, car nul n’anticipait à ce stade la crise financière mondiale (Almeida et al., 2012; Duval, Hong et Timmer, 2017).
Annexe 2.1. Pays inclus dans l’analyse et données
Tableau de l’annexe 2.1.1.Pays inclus dans l’analyse
Analyse globaleAllemagne, Australie, Autriche, Belgique, Canada, Corée, Danemark, Espagne, Estonie, États-Unis, Finlande, France, Grèce, Irlande, Islande, Israël, Italie, Japon, Lituanie, Nouvelle-Zélande, Norvège, Portugal, Pays-Bas, République slovaque, République tchèque, Royaume-Uni, Slovénie, Suède, Suisse
Analyse sectorielleAllemagne, Australie, Autriche, Belgique, Canada, Danemark, Espagne, États-Unis, Finlande, France, Irlande, Italie, Norvège, Portugal, Pays-Bas, République slovaque, République tchèque, Royaume-Uni, Slovénie, Suède
Tableau de l’annexe 2.1.2.Sources des données
IndicateurSource
Rémunérations, salairesEurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques
EmploiEurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques
Emploi à temps partielEurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques
Emploi à temps partiel involontaireEurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques
Emploi temporaireEurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques
Heures ouvrées par travailleur, nombre total d’heuresEurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques
Écart de productionFMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale
Inflation, inflation anticipéeBase de données Consensus Forecast; FMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale
Taux de chômageFMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale
ProductivitéBase de données Eora Multi-Region Input-Output; Eurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques
Indicateur de la protection de l’emploiOrganisation de coopération et de développement économiques
Croissance escomptée (globale)FMI, base de données des Perspectives de l’économie mondiale
Produits bruts (sectoriels)Base de données Eora Multi-Region Input-Output
Prix relatif des biens d’équipement (globaux)Banque mondiale, Indicateurs du développement dans le monde
Prix des équipements (sectoriels)Penn World Tables Capital Detail
Intensité capitalistiquePenn World Tables
Exportations, exportations finales, importations finalesBase de données World Input-Output
Part de valeur ajoutée étrangère des exportationsBase de données Eora Multi-Region Input-Output
Politiques du marché du travailBase de données Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention
and Social Pacts
Source : compilation des services du FMI.

L’analyse globale est basée sur des données trimestrielles et annuelles relatives à 29 pays avancés et couvrant la période allant du premier trimestre de 2000 au quatrième trimestre de 2016. Les régressions sectorielles sont établies sur la base de données annuelles relatives à 20 pays avancés et couvrant la période 2000–15.

Les sources de données primaires utilisées pour les variables du marché du travail sont Eurostat, l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) et les autorités nationales. Les principales sources utilisées pour les autres variables dans ce chapitre sont la base de données Eora Multi-Region Input-Output; la base de données Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts (ICTWSS); la base de données des Perspectives de l’économie mondiale du FMI; et l’OCDE.

Annexe 2.2. Méthodes empiriques

Analyse globale

L’analyse globale s’effectue dans le cadre basé sur la courbe des salaires de Phillips proposé par Gali (2011). L’équation initiale utilisée par ce dernier (2011) est analogue à l’équation (2.1)35 :

Graphique de l’annexe 2.2.1.Distribution des mesures de la croissance des rémunérations réelles

(Écart en point de pourcentage par rapport à 2007)

Source : Eurostat; autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : L’échantillon ne comprend pas les États baltes. Les salaires sont représentés par la rémunération horaire des travailleurs, abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Le segment horizontal tracé à l’intérieur des colonnes représente la médiane; les extrémités supérieure et inférieure de la colonne correspondent, respectivement, au quartile supérieur et au quartile inférieur, tandis que les marqueurs rouges délimitent les déciles supérieur et inférieur.

dans laquelle, pour le pays i et la période t,πi,tw est la croissance des salaires nominaux, πi,t − 1 est l’inflation durant l’année qui vient de prendre fin, ui,t est le taux de chômage, et Δui,t est la variation du taux de chômage.

Deux séries de variables supplémentaires, qui représentent la croissance tendancielle de la productivité et le sous-emploi de la main-d’œuvre, sont introduites dans l’équation (2.1) pour déterminer comment ces deux variables agissent sur la croissance globale des salaires. L’équation (2.2) est estimée comme suit :

dans laquelle g¯i,tY/H représente la tendance du taux de croissance du produit réel horaire, et les Zi,t sont des mesures de la sous-utilisation de la main-d’œuvre. Ces mesures comprennent la proportion des travailleurs employés à temps partiel alors qu’ils souhaiteraient travailler à plein temps (l’emploi à temps partiel étant défini comme un emploi d’une durée de moins de 30 heures par semaine) et la proportion des travailleurs employés sur la base de contrats temporaires. La section générale figurant au début du chapitre explique pourquoi ces facteurs ont des répercussions sur la croissance des salaires. Comme indiqué, l’analyse porte sur la croissance des salaires nominaux (la dynamique des salaires réels est présentée, à titre de comparaison, dans les graphiques de l’annexe 2.2.1 et 2.2.2).

Graphique de l’annexe 2.2.2.Croissance de la rémunération réelle horaire et taux de chômage

(Écart en point de pourcentage, 2016 par rapport à la moyenne sur la période 2000–07)

Source : autorités nationales; Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : Les salaires sont représentés par la rémunération horaire des travailleurs, abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les codes utilisés dans le graphique pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO). Les pays indiqués sont les dix principaux pays avancés (sur la base du PIB nominal de 2016 en dollars).

Le graphique de l’annexe 2.2.3 décrit la dynamique des deux principaux facteurs de l’équation (2.2) : la croissance tendancielle de la productivité et l’inflation décalée (variable de remplacement de l’indexation sur l’inflation).

L’analyse considère plusieurs tests de robustesse :

  • Fréquence des données: les données sur les mesures de la sous-utilisation de la main-d’œuvre (proportions des emplois à temps partiel involontaires et des contrats d’emploi temporaire) ne sont pas disponibles sur une base trimestrielle — l’analyse de leurs répercussions sur la progression globale des salaires présentée dans les tableaux de l’annexe 2.3.3 à 2.3.9 utilise donc des données annuelles36. Les tests de robustesse indiquent que l’établissement de séries trimestrielles par interpolation (valeurs uniformes d’un trimestre à l’autre ou interpolation linéaire) n’a pas d’effet significatif sur les résultats.

Graphique de l’annexe 2.2.3.Facteurs associés à la progression des salaires nominaux

(Écart en point de pourcentage par rapport à 2007)

Sources : Organisation de coopération et de développement économiques; calculs des services du FMI.

Note : La croissance tendancielle de la productivité du travail est calculée à partir des moyennes sur la période de cinq ans qui vient de s’écouler. Les moyennes annuelles sur quatre trimestres sont indiquées dans la plage 2. Le segment horizontal tracé à l’intérieur des colonnes représente la médiane; les extrémités supérieure et inférieure de la colonne correspondent, respectivement, au quartile supérieur et au quartile inférieur, tandis que les marqueurs rouges délimitent les déciles supérieur et inférieur.

  • Autres mesures des salaires (tableau de l’annexe 2.3.5; graphique de l’annexe 2.2.4) : les tests de robustesse examinent les répercussions du choix de différentes mesures des salaires pour représenter la variable dépendante dans l’équation (2.2) — rémunération globale divisée par le nombre total de personnes employées (rémunération par employé), masse salariale globale divisée par le nombre total d’employés (salaire par employé), rémunération globale divisée par le nombre total d’heures ouvrées (rémunération horaire) et masse salariale totale divisée par le nombre total d’heures ouvrées (salaire horaire y compris l’ensemble des contributions sociales des employeurs). Le graphique de l’annexe 2.2.5 montre que les salaires versés dans le secteur public n’ont probablement pas contribué dans une large mesure au niveau global des salaires durant la période 2009–16.

  • Autres mesures des variables explicatives: l’ampleur et le degré de signification des coefficients sont, de manière générale, robustes lorsque l’on utilise d’autres mesures du sous-emploi des ressources, des anticipations inflationnistes et de la croissance tendancielle de la productivité (tableau de l’annexe 2.3.2).

  • Régressions par pays : le degré de signification et l’ampleur des coefficients de la croissance tendancielle de la productivité et de la proportion de l’emploi à temps partiel involontaire sont dans l’ensemble similaires lorsque l’on procède à des régressions par pays (tableau de l’annexe 2.3.1, colonnes 4 et 8).

  • Variables instrumentales : une relation de causalité inverse entre la croissance des salaires et la hausse des prix peut être observée lorsque les entreprises répercutent l’augmentation des coûts de main-d’œuvre sur les prix de leurs produits. Ce problème est atténué par le recours aux variations préalables des cours du pétrole en tant que variable instrumentale de l’inflation antérieure, qui permet de déterminer le degré d’indexation sur l’inflation37. La validité de l’emploi des variations des cours du pétrole en tant que variable instrumentale de l’inflation antérieure pose toutefois deux problèmes : premièrement, les chocs exercés sur la demande globale peuvent provoquer à la fois une hausse des cours du pétrole et une augmentation des salaires. Ce problème est en partie réglé par le fait que l’équation de la courbe des salaires de Phillips à la période en cours neutralise déjà plusieurs circuits que peuvent emprunter les chocs au niveau de la demande globale pour exercer leur effet sur les salaires — le sous-emploi des ressources et son évolution. Le deuxième problème tient au fait qu’il pourrait exister une relation de causalité inverse entre la croissance des salaires et d’autres facteurs de l’inflation. Il est toutefois, ici encore, peu probable que cette relation ait un effet déterminant sur les principaux résultats — le ralentissement de la progression des salaires devant provoquer une diminution du sous-emploi des travailleurs, les estimations par la méthode des moindres carrés ordinaires de l’impact de ce sous-emploi des ressources devraient être biaisées à la baisse plutôt qu’à la hausse. Il est possible de tenir le même raisonnement pour le sous-emploi de la main-d’œuvre. Le résultat principal — le fait que l’emploi à temps partiel involontaire pèse sur la progression des salaires — ne change pas selon que l’estimation est effectuée par la méthode des moindres carrés ordinaires ou par la méthode des variables instrumentales38.

Graphique de l’annexe 2.2.4.Effets de l’emploi à temps partiel involontaire sur les rémunérations et les salaires, 2000–16

(Points de pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les marqueurs indiquent les coefficients estimés, et les segments représentent des intervalles de confiance à 90 %. Les personnes travaillant à temps partiel de manière involontaire sont les personnes qui travaillent moins de 30 heures par semaine parce qu’elles n’ont pas trouvé d’emploi à plein temps. La part de l’emploi à temps partiel involontaire est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs ayant un emploi de ce type et l’emploi total. Les groupes de pays sont définis comme indiqué dans la note du graphique 2.11. Le graphique a été établi à partir des données des tableaux de l’annexe 2.3.4 et 2.3.5.

Graphique de l’annexe 2.2.5.Corrélation entre la croissance globale des salaires et la croissance des traitements dans la fonction publique décalée de deux trimestres

(Pourcentage)

Sources : Eurostat; autorités nationales; calculs des services du FMI.

Note : Les codes utilisés dans le graphique pour dénoter les pays sont ceux de l’Organisation internationale de normalisation (ISO).

Tableau de l’annexe 2.2.1.Forces globales et expositions sectorielles
MesureVariable globaleVariation sectorielle
Facteurs à court termeSous-emploi des ressources, inflationÉcart de production au niveau global, inflationInteraction avec la corrélation sectorielle
Facteurs à moyen termeCroissance tendancielle de la productivitéCroissance moyenne de la productivité sur la période de cinq ans venant de prendre fin
Facteurs à long termeAnticipations de croissanceCroissance attendue (à des horizons d’un an et de cinq ans)Interaction avec la corrélation sectorielle; croissance sectorielle attendue (adaptative)
Ouvertures des échangesExportations, exportations de biens intermédiaires, participation à la chaîne de valeur mondiale, importations définitives de biens
Progrès technologiquesVariation des prix relatifs des biens d’équipementInteractions avec l’intensité capitalistique sectorielle; variation des prix sectoriels des biens d’équipement
Pouvoir de négociation des salariésTaux de densité syndicale, accords bipartites ou tripartites, niveau des négociations salarialesInteractions avec les caractéristiques sectorielles : forte croissance attendue, forte volatilité
Facilité avec laquelle il est possible d’embaucher et de licencierFacilité avec laquelle il est possible d’embaucher et de licencierInteractions avec les caractéristiques sectorielles : forte croissance attendue, forte volatilité
Source : compilation des services du FMI.Note : L’échantillon comprend les 20 pays avancés suivants : Australie, Allemagne, Autriche, Belgique, Canada, Danemark, Espagne, États-Unis, Finlande, France, Irlande, Italie, Norvège, Pays-Bas, Portugal, République slovaque, République tchèque, Royaume-Uni, Slovénie, Suède.

Les effets de facteurs séculaires sur les caractéristiques de l’emploi sont examinés dans le cadre d’une analyse de régression couvrant 36 pays sur la période de 2000 à 2016, qui fait intervenir les effets fixes de pays et d’année et neutralise l’écart de production. Dans la présente analyse, la proportion de l’emploi à temps partiel involontaire au niveau national est la principale variable dépendante. Les facteurs séculaires qui peuvent entrer en jeu sont notamment les mesures du pouvoir de négociation des salariés (représentées par la variation sur cinq ans du taux de densité syndicale), la variation sur cinq ans de la proportion de l’emploi dans le secteur des services, l’évolution des technologies (représentée par la variation sur cinq ans du prix relatif des biens d’équipement), les anticipations de croissance, et l’intégration dans les chaînes de valeur mondiales (représentée par la variation sur cinq ans de la valeur ajoutée étrangère en pourcentage des exportations).

Analyse sectorielle

Il est procédé à l’examen des facteurs de la progression des salaires nominaux et de la proportion des emplois à temps partiel au niveau sectoriel pour compléter l’analyse globale39. Dans le droit fil de l’analyse globale, les régressions effectuées au niveau des secteurs examinent les rôles du sous-emploi des ressources, des anticipations de croissance à moyen terme, du progrès technologique, de l’intensification de l’intégration commerciale et des transformations des institutions du marché du travail40. Ces différents éléments sont considérés comme des facteurs possibles de la progression des salaires nominaux et de l’emploi à temps partiel aux fins de la détermination de leur effet sur différentes marges d’ajustement. L’analyse exploite la variation de l’exposition sectorielle aux forces globales pour expliciter les mécanismes qui opèrent au niveau des pays41.

Comme indiqué précédemment, l’atonie de la progression des salaires s’est accompagnée d’une augmentation de l’emploi à temps partiel involontaire dans plusieurs pays avancés tandis que le taux de chômage a diminué. Ces évolutions se sont produites dans le contexte d’une dégradation des anticipations de croissance et d’une diminution du pouvoir de négociation des salariés, comme le montrent les graphiques 2.14 et 2.1542.

L’analyse sectorielle examine les effets de l’ouverture croissante des échanges, de l’automatisation (représentée par la baisse des prix relatifs des biens d’équipement) et de la diminution des taux de croissance sectoriels (qui sont utilisés pour construire une mesure des anticipations de croissance adaptative au niveau sectoriel) sur la progression des salaires nominaux et la part de l’emploi total constituée par des emplois à temps partiel43. Elle utilise à cette fin les variations sectorielles de l’exposition à des forces globales (tableau de l’annexe 2.2.1). On pourrait par exemple s’attendre à ce que le sous-emploi des ressources au niveau d’un pays ait de plus amples répercussions sur la dynamique du marché du travail dans des secteurs plus intégrés dans l’économie mondiale, et à ce que les effets d’une baisse du prix relatif global des biens d’équipement varient en fonction de l’intensité capitalistique initiale du secteur.

L’analyse utilise les données annuelles se rapportant à un échantillon de 20 pays avancés à compter de l’année 2000, et établit une relation entre la progression des salaires nominaux et les facteurs cycliques et séculaires utilisés dans l’analyse globale, en neutralisant les effets fixes de pays, de secteur et d’année :

équation dans laquelle yijt représente la croissance des salaires nominaux, Xijt comprend des mesures qui varient selon le couple pays–secteur, comme la proportion de l’emploi à temps partiel, le degré de corrélation entre la croissance du produit brut d’un secteur et l’ensemble de l’économie, la croissance tendancielle de la productivité sectorielle (mesurée ici encore par la moyenne sur la période de cinq ans qui vient de prendre fin), la croissance sectorielle prévue (mesure adaptative basée sur la moyenne de la croissance du produit brut sectoriel sur la période de cinq ans qui vient de prendre fin) et la variation sur cinq ans des importations définitives de produits en proportion du produit brut.

Zjt comprend des mesures qui ne varient qu’au niveau des pays, comme l’écart de production global et l’inflation (décalée), la variation du prix relatif des biens d’équipement et les mesures du pouvoir de négociation des travailleurs (représenté ici encore par la variation sur cinq ans du taux de densité syndicale). Dans le but d’exploiter les variations sectorielles de l’exposition aux forces globales, il est procédé à l’analyse des interactions entre ces mesures et les caractéristiques sectorielles, et plus précisément à l’analyse de l’interaction entre l’écart de production global et le degré d’association entre le secteur et l’économie globale, et de l’interaction entre la variation du prix relatif des équipements et l’intensité capitalistique du secteur.

L’analyse sectorielle, à l’instar de l’analyse de régression menée à l’échelon global, établit une relation entre la proportion de l’emploi à temps partiel et le sous-emploi des ressources (pris en compte par l’écart conjoncturel de production et le degré d’association du secteur avec l’économie globale, ainsi que l’interaction entre ces deux variables) et des facteurs séculaires : la croissance prévue, la variation des importations définitives de biens en proportion du produit brut, la variation du prix relatif des équipements (ainsi que ses interactions avec l’intensité de capital) et la variation du taux de densité syndicale.

Annexe 2.3. Résultats empiriques

Analyse globale

Les tableaux de l’annexe 2.3.1 et 2.3.2 présentent les coefficients des courbes des salaires de Phillips estimés par la méthode des moindres carrés ordinaires et par la méthode des variables instrumentales, pour l’ensemble de l’échantillon ainsi que pour un échantillon ne comprenant pas les États baltes et pour différentes mesures des variables dépendantes et explicatives.

Les variations des cours du pétrole sont les mêmes pour tous les pays, de sorte que les résultats des estimations par la méthode des variables instrumentales ne neutralisent pas les effets fixes d’année. Les principaux résultats ne dépendent pas du choix de la méthode d’estimation — méthode des moindres carrés ordinaires, y compris les effets fixes d’année, ou méthode des variables instrumentales sans effets fixes d’année (graphique de l’annexe 2.3.1 par opposition au graphique 2.12). La part de la variation de la progression des salaires expliquée par les facteurs de l’inflation est globalement similaire, quelle que soit la méthode utilisée44.

Les tableaux de l’annexe 2.3.32.3.5 utilisent la spécification élargie de la courbe de salaires de Phillips présentée dans le tableau de l’annexe 2.3.1 en incluant la proportion de l’emploi à temps partiel involontaire, et donnent les conclusions des tests de robustesse des résultats obtenus au moyen de différentes mesures des salaires et en considérant les différences entre les pays affichant des taux de chômage inférieurs, faiblement supérieurs et nettement supérieurs aux taux moyens sur la période 2000–07.

Les tableaux de l’annexe 2.3.6 et 2.3.7 présentent les résultats d’une analyse similaire en considérant non plus la part de l’emploi à temps partiel involontaire, mais la part des emplois basés sur des contrats temporaires. Les résultats sont très similaires lorsque les proportions de l’emploi à temps partiel involontaire et de l’emploi sur la base de contrats temporaires sont simultanément neutralisées. Ces mesures du sous-emploi de la main-d’œuvre ne semblent pas avoir d’effet sur la sensibilité de la progression des salaires aux taux de chômage — et sont de ce fait incluses de manière additive.

Comme indiqué précédemment, le tableau de l’annexe 2.3.8 décrit les résultats produits par une fonction augmentée de la courbe des salaires de Phillips en considérant des facteurs séculaires. Le tableau de l’annexe 2.3.9 examine la robustesse des résultats en faisant abstraction des années 2008 et 2009 en raison de la volatilité des taux de croissance des salaires durant la Grande récession.

Tableau de l’annexe 2.3.1.Estimations des courbes des salaires de Phillips
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)
Ensemble des pays avancésEnsemble des pays avancés moins les États baltes
MCOMCOVI1MCO par

pays2
MCOMCOVI1MCO par

pays2
Taux de chômage−0,332***−0,366***−0,394***−0,464−0,261***−0,281***−0,338***−0,428
(0,0261)(0,0257)(0,0284)(0,0249)(0,0249)(0,0279)
Variation du taux de chômage−0,114***−0,0836**−0,124***0,00042−0,0386−0,0111−0,003010,0313
(0,0381)(0,0373)(0,0419)(0,0427)(0,0425)(0,0474)
Inflation décalée0,215***0,161***0,291***0,1770,216***0,190***0,235**0,187
(0,0438)(0,0431)(0,110)(0,0435)(0,0432)(0,112)
Taux de croissance tendancielle de la productivité30,697***0,922***0,3440,446***0,778***0,261
(0,0725)(0,0732)(0,0729)(0,0742)
Coefficient de Fisher, première étape, > 10ouioui
Effets fixes de paysouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéeouiouinonouiouinon
Nombre d’observations1,8891,8891,8571,7661,7661,736
R20,4720,4980,4780,4380,4500,419
Pour mémoire:
Coefficient du taux de croissance tendancielle de la productivité retenu dans d’autres études : 0,7814.
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = taux de croissance en glissement annuel de la rémunération horaire des travailleurs à l’exclusion des personnes employées pour leur propre compte. L’échantillon est constitué de données trimestrielles allant du premier trimestre de 2000 au quatrième trimestre de 2016. Se reporter au tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays de l’échantillon. VI = variable instrumentale. MCO = moindres carrés ordinaires. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.2.Estimations des courbes des salaires de Phillips établies sur la base d’autres mesures
(1)(2)(3)(4)(5)
Imposition du
Autre mesurecoefficient de
Autre mesure duAutre mesurede la croissancela croissance
sous-emploi desdes anticipationstendancielle de latendancielle de la
Référence1travailleurs3inflationnistes4productivité5productivité6
VI2VI2VI2VI2VI2
Taux de chômage−0,339***−0,220***−0,347***−0,339***
(0,0291)(0,0236)(0,0296)(0,0287)
Écart de production0,291***
(0,0331)
Variation du taux de chômage0,02440,0279−0,0935***−0,005120,0240
(0,0480)(0,0502)(0,0397)(0,0479)(0,0447)
Inflation décalée0,1950,1490,735***0,302***0,196*
(0,120)(0,128)(0,0594)(0,117)(0,108)
Anticipations inflationnistes sur dix ans0,265***
(0,0594)
Taux de croissance tendancielle de la productivité : cinq ans70,783***0,645***0,553***0,781
(0,0720)(0,0727)(0,0634)
Taux de croissance tendancielle de la productivité : trois ans80,410***
(0,0692)
Coefficient de Fisher, première étape, > 10ouiouiouiouioui
Effets fixes de paysouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnon
Nombre d’observations1,6561,6561,6561,6561,656
R20,4060,3690,3790,3960,284
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = taux de croissance en glissement annuel de la rémunération horaire des travailleurs à l’exclusion des personnes employées pour leur propre compte. L’échantillon est constitué de données trimestrielles allant du premier trimestre de 2000 au quatrième trimestre de 2016. Se reporter au tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays de l’échantillon. VI = variable instrumentale. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.

Le tableau de l’annexe 2.3.10 met en relief les facteurs déterminants des composantes de l’emploi et examine les facteurs de l’emploi à temps partiel involontaire, en le reliant à l’écart de production et aux facteurs séculaires considérés précédemment.

Analyse sectorielle

Le nombre d’observations manquantes est beaucoup plus élevé au niveau sectoriel qu’au niveau national, de sorte que le panel est déséquilibré et que les mesures sectorielles sont probablement plus bruitées. Bien que les résultats des régressions sectorielles ne soient pas aussi concluants que ceux des régressions effectuées à partir des données de panel par pays présentés précédemment, ils sont généralement cohérents.

Les tableaux de l’annexe 2.3.11 et 2.3.12 présentent les résultats de l’analyse sectorielle, en établissant une relation entre la progression des salaires nominaux et de l’emploi à temps partiel, d’une part, et les facteurs cycliques et séculaires, d’autre part. Ces derniers comprennent les effets fixes de pays, de secteur et d’année — mais les résultats sont robustes lorsque l’analyse considère non pas ces derniers, mais plutôt les effets fixes par couple secteur—année, qui saisiraient des évolutions sectorielles communes à tous les pays. Il existe une relation entre la diminution du sous-emploi des ressources sectorielles et l’accélération de la progression des salaires nominaux dans les pays où le taux de chômage était inférieur en 2016 au taux moyen sur la période 2000–07 (comme indiqué par la somme des impacts de l’écart de production globale, de la corrélation entre la situation économique au niveau sectoriel et à celui de l’ensemble du pays, et de leurs interactions; voir le graphique 2.3.2, plage 1). L’automatisation et les anticipations de croissance à moyen terme sont généralement associées à un ralentissement de la progression des salaires dans ces pays. Lorsque les taux de chômage sont toujours sensiblement supérieurs à leurs niveaux moyens sur la période 2000–07, le sous-emploi des ressources et l’inflation antérieure sont les principaux facteurs freinant l’augmentation des salaires nominaux (graphique 2.3.2, plage 3). Dans les pays où les taux de chômage ne sont que légèrement supérieurs à leurs moyennes antérieures, les facteurs structurels — automatisation et anticipations de croissance à moyen terme — jouent un rôle (graphique 2.3.2, plage 2). Bien que la progression de la productivité sectorielle n’ait pas d’effet significatif dans l’analyse sectorielle, cette conclusion pourrait tenir aux répercussions des pressions exercées sur les salaires au niveau des différents secteurs et à la mobilité de la main-d’œuvre entre les secteurs. Ces répercussions affaiblissent généralement la relation entre les facteurs sectoriels et la croissance des salaires nominaux au niveau des secteurs.

L’automatisation et l’affaiblissement des anticipations de croissance à moyen terme sont également associés à une plus forte proportion d’emploi à temps partiel dans les différents secteurs, et l’ampleur de cette association est relativement similaire à celle établie dans le cadre de l’analyse globale pour l’emploi à temps partiel involontaire (graphique 2.3.3; tableau de l’annexe 2.3.12).

Le tableau de l’annexe 2.3.13 indique les résultats des tests de robustesse dans le cadre desquels la croissance des salaires nominaux, l’emploi et l’emploi à temps partiel sont considérés comme des variables conjointement déterminées, ainsi que les estimations du système au moyen de la méthode des triples moindres carrés, qui considère que les variables dépendantes sont endogènes, établit des variables instrumentales pour les remplacer par des variables exogènes et accepte l’existence d’une corrélation entre ces variables et les perturbations des équations du système.

Les résultats sont également robustes lorsque l’on considère les moyennes sur trois ans sans chevauchement des variables dépendantes et des variables explicatives au lieu des données annuelles. Les résultats sont aussi robustes, comme dans l’analyse globale, lorsque l’on omet des pays avancés de plus petite taille (États baltes). Bien que la structure par niveau de qualification ne soit pas incluse dans les spécifications de référence par suite du manque de données, les résultats sont robustes lorsque l’on inclut cette structure en tant que variable de contrôle supplémentaire.

Graphique de l’annexe 2.3.1.Décomposition de la dynamique des salaires, 2000–16

(Variation en points de pourcentage par rapport à la moyenne sur 2000–07)

Source : calculs des services du FMI.

Note : La variable utilisée pour représenter les salaires est la rémunération horaire des travailleurs, abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les personnes travaillant à temps partiel de manière involontaire sont les personnes qui travaillent moins de 30 heures par semaine parce qu’elles n’ont pas trouvé d’emploi à plein temps. La part de l’emploi à temps partiel involontaire est égale au rapport entre le nombre total de travailleurs ayant un emploi de ce type et l’emploi total. Les groupes de pays sont définis comme indiqué dans la note du graphique 2.11. La décomposition est basée sur les coefficients figurant dans la colonne (1) du tableau de l’annexe 2.3.3 et est pondérée par le PIB aux taux de change du marché des différents pays.

Tableau de l’annexe 2.3.3.Estimation de la courbe des salaires de Phillips incluant la part de l’emploi à temps partiel involontaire par groupe de pays
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)
Échantillon totalGroupe AGroupe BGroupe CÉchantillon totalGroupe AGroupe BGroupe C
MCOMCOMCOMCOVI1VI1VI1VI1
Proportion de l’emploi à temps partiel involontaire−0,177**−0,503*−0,336**0,0159−0,275***−0,653**−0,291*−0,186*
(0,0830)(0,274)(0,139)(0,124)(0,0829)(0,294)(0,154)(0,101)
Taux de chômage−0,187***−0,0178−0,00699−0,280***−0,182***0,0855−0,284−0,395***
(0,0445)(0,128)(0,186)(0,0686)(0,0438)(0,146)(0,186)(0,0722)
Variation du taux de chômage−0,349***−0,690***−0,609**−0,128−0,263***−0,449**−0,830***0,0821
(0,0960)(0,244)(0,271)(0,129)(0,0887)(0,181)(0,247)(0,117)
Inflation décalée0,193***0,378***−0,1830,1560,300*0,2870,397−0,279
(0,0728)(0,129)(0,124)(0,206)(0,164)(0,282)(0,248)(0,292)
Taux de croissance tendancielle de la productivité20,456***0,634*−0,1310,699***0,624***0,763***0,009550,986***
(0,112)(0,348)(0,189)(0,170)(0,106)(0,223)(0,176)(0,170)
Coefficient de Fisher, premièreouiouiouiouiouiouiouioui
étape, > 10
Effets fixes de paysouiouiouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéeouiouiouiouinonnonnonnon
Nombre d’observations411117146148411117146148
R20,6100,7090,6490,7230,5770,6520,4580,660
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = taux de croissance annuelle de la rémunération horaire des travailleurs abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir le tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays inclus dans l’échantillon complet. Un petit nombre de pays ne sont pas inclus dans l’échantillon faute de données sur la proportion de l’emploi à temps partiel involontaire. Les groupes de pays sont établis sur la base de la comparaison du taux de chômage en 2016 par rapport au taux moyen sur la période 2000–07. Groupe A (taux de chômage en 2016 inférieur au taux moyen sur la période 2000–07) : Allemagne, États-Unis, Japon, Israël, République slovaque, République tchèque et Royaume-Uni. Groupe B (taux de chômage en 2016 légèrement supérieur au taux moyen sur la période 2000–07) : Australie, Autriche, Belgique, Canada, Finlande, Islande, Norvège, Suède et Suisse. Groupe C (taux de chômage en 2016 nettement supérieur au taux moyen sur la période 2000–07) : Danemark, Espagne, France, Grèce, Irlande, Italie, Portugal, Pays-Bas et Slovénie. VI = variable instrumentale. MCO = moindres carrés ordinaires. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.4.Estimation de la courbe des salaires de Phillips incluant la part de l’emploi à temps partiel involontaire : échantillon total et pays dont le taux de chômage est inférieur au taux moyen sur la période 2000–07
(1)(2)(3)(4)(5)(6)
Pays dont le taux de chômage est inférieur au taux
Échantillon totalmoyen sur la période 2000–07 (groupe A)
RémunérationRémunérationRémunérationRémunération
par personne1horaire1Salaire horaire1par personne1horaire1Salaire horaire1
VI2VI2VI2VI2VI2VI2
Proportion de l’emploi à temps partiel involontaire−0,203**−0,275***−0,242***−0,535**−0,653**−0,705**
(0,0803)(0,0829)(0,0805)(0,261)(0,294)(0,292)
Taux de chômage−0,167***−0,182***−0,177***−0,01740,08550,103
(0,0424)(0,0438)(0,0422)(0,130)(0,146)(0,145)
Variation du taux de chômage−0,473***−0,263***−0,321***−0,574***−0,449**−0,567***
(0,0859)(0,0887)(0,0853)(0,161)(0,181)(0,180)
Inflation décalée0,509***0,300*0,309*0,491*0,2870,253
(0,159)(0,164)(0,162)(0,250)(0,282)(0,279)
Taux de croissance tendancielle de la productivité30,413***0,624***0,701***0,659***0,763***0,760***
(0,103)(0,106)(0,102)(0,198)(0,223)(0,222)
Coefficient de Fisher, première étape, > 10ouiouiouiouiouioui
Effets fixes de paysouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnonnon
Nombre d’observations411411410117117117
R20,5700,5770,6030,7050,6520,663
Source : calculs des services du FMI.Note : Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir les notes du tableau de l’annexe 2.3.3 pour la liste des pays inclus dans l’échantillon complet et dans le groupe A. VI = variable instrumentale. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.5.Estimation de la courbe des salaires de Phillips incluant la part de l’emploi à temps partiel involontaire : pays dont le taux de chômage est légèrement supérieur et nettement supérieur au taux moyen sur la période 2000–07
(1)(2)(3)(4)(5)(6)
Pays dont le taux de chômage est légèrement supérieurPays dont le taux de chômage est nettement supérieur
au taux moyen sur la période 2000–07 (groupe B)au taux moyen sur la période 2000–07 (groupe C)
RémunérationRémunérationRémunérationRémunération
par personne1horaire1Salaire horaire1par personne1horaire1Salaire horaire1
VI2VI2VI2VI2VI2VI2
Proportion de l’emploi à temps partiel involontaire−0,221−0,291*−0,110−0,157*−0,186*−0,235**
(0,147)(0,154)(0,147)(0,0923)(0,101)(0,105)
Taux de chômage−0,203−0,284−0,147−0,358***−0,395***−0,375***
(0,177)(0,186)(0,187)(0,0663)(0,0722)(0,0751)
Variation du taux de chômage−1,429***−0,830***−0,743***−0,03690,0821−0,0381
(0,235)(0,247)(0,241)(0,107)(0,117)(0,121)
Inflation décalée0,522**0,3970,780***−0,126−0,279−0,369
(0,236)(0,248)(0,259)(0,268)(0,292)(0,304)
Taux de croissance tendancielle de la productivité3−0,1830,009550,05180,834***0,986***1,082***
(0,168)(0,176)(0,167)(0,156)(0,170)(0,177)
Coefficient de Fisher, premièreouiouiouiouiouioui
étape, > 10
Effets fixes de paysouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnonnon
Nombre d’observations146146145148148148
R20,4870,4580,3890,6810,6600,652
Source : calculs des services du FMI.Note : Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir les notes du tableau de l’annexe 2.3.3 pour la liste des pays inclus dans les groupes B et C. VI = variable instrumentale. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.6.Estimation de la courbe des salaires de Phillips incluant la part de l’emploi temporaire : échantillon total et pays dont le taux de chômage est inférieur au taux moyen sur la période 2000–07
(1)(2)(3)(4)(5)(6)
Pays dont le taux de chômage est inférieur au taux
Échantillon totalmoyen sur la période 2000–07 (groupe A)
Rémunération parRémunérationRémunération parRémunération
personne1horaire1Salaire horaire1personne1horaire1Salaire horaire1
VI2VI2VI2VI2VI2VI2
Proportion de l’emploi temporaire−0,0274−0,0866−0,08610,0498−0,115−0,146
(0,0566)(0,0584)(0,0561)(0,135)(0,174)(0,176)
Taux de chômage−0,244***−0,297***−0,277***−0,06660,2620,308
(0,0428)(0,0441)(0,0427)(0,219)(0,281)(0,285)
Variation du taux de chômage−0,428***−0,181*−0,249***−0,392*−0,291−0,375
(0,0974)(0,100)(0,0960)(0,203)(0,261)(0,265)
Inflation décalée0,556***0,2590,2810,431−0,167−0,249
(0,182)(0,188)(0,183)(0,430)(0,553)(0,561)
Taux de croissance tendancielle de la productivité30,503***0,736***0,806***0,987***1,130***1,133***
(0,118)(0,122)(0,116)(0,195)(0,251)(0,254)
Coefficient de Fisher, première
étape, > 10ouiouiouiouiouioui
Effets fixes de paysouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnonnon
Nombre d’observations388388387888888
R20,6170,6160,6480,7320,5910,575
Source : calculs des services du FMI.Note : Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir les notes du tableau de l’annexe 2.3.3 pour la liste des pays inclus dans l’échantillon complet et dans le groupe A. VI = variable instrumentale. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.7.Estimation de la courbe des salaires de Phillips incluant la part de l’emploi temporaire : pays dont le taux de chômage est légèrement supérieur et nettement supérieur au taux moyen sur la période 2000–07
(1)(2)(3)(4)(5)(6)
Pays dont le taux de chômage est légèrement supérieurPays dont le taux de chômage est nettement supérieur
au taux moyen sur la période 2000–07 (groupe B)au taux moyen sur la période 2000–07 (groupe C)
Rémunération parRémunérationRémunération parRémunération
personne1horaire1Salaire horaire1personne1horaire1Salaire horaire1
VI2VI2VI2VI2VI2VI2
Proportion de l’emploi temporaire−0,0416−0,158−0,138−0,106−0,107−0,101
(0,0987)(0,102)(0,0975)(0,0818)(0,0875)(0,0919)
Taux de chômage−0,489***−0,446***−0,383**−0,383***−0,426***−0,411***
(0,153)(0,158)(0,153)(0,0699)(0,0748)(0,0786)
Variation du taux de chômage−1,227***−0,636**−0,610**−0,06150,0538−0,0717
(0,249)(0,257)(0,250)(0,117)(0,126)(0,132)
Inflation décalée0,3840,1280,563*0,0161−0,104−0,132
(0,274)(0,283)(0,293)(0,272)(0,291)(0,306)
Taux de croissance tendancielle de la productivité30,08320,303*0,277*0,862***1,000***1,097***
(0,158)(0,163)(0,155)(0,190)(0,204)(0,214)
Coefficient de Fisher, première
étape, > 10ouiouiouiouiouioui
Effets fixes de paysouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnonnon
Nombre d’observations147147146153153153
R20,6070,5820,5640,6670,6470,637
Source : calculs des services du FMI.Note : Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir les notes du tableau de l’annexe 2.3.3 pour la liste des pays inclus dans les groupes B et C. VI = variable instrumentale. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.

D’autres tests de robustesse ont été effectués pour d’autres mesures du commerce, telles que les exportations et les exportations de biens intermédiaires en proportion du produit brut et de la participation à la chaîne de valeur mondiale, les interactions entre les anticipations de croissance globale (à un an et à cinq ans) avec la corrélation sectorielle plutôt que les anticipations de croissance sectorielle, et d’autres mesures du pouvoir de négociation des salariés. Ces autres mesures considèrent notamment l’existence d’un accord bipartite ou tripartite, le fait que les négociations salariales s’effectuent essentiellement au niveau des entreprises (par opposition au niveau des secteurs ou du pays), la facilité avec laquelle il est possible d’embaucher et de licencier, et la rigueur des réglementations protégeant l’emploi. Les résultats obtenus pour les autres variables sont dans l’ensemble comparables à ceux produits par les régressions de référence.

Tableau de l’annexe 2.3.8.Estimation de la courbe des salaires de Phillips incluant des variables structurelles
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)
VI1VI1VI1VI1VI1VI1VI1VI1VI1
Proportion de l’emploi à temps partiel involontaire−0,275***−0,306***−0,192**−0,200**−0,166*−0,225***−0,272***−0,0840−0,0570
(0,0829)(0,0947)(0,0845)(0,0976)(0,0977)(0,0794)(0,0830)(0,133)(0,125)
Taux de chômage−0,182***−0,226***−0,211***−0,293***−0,365***−0,199***−0,177***−0,333***−0,362***
(0,0438)(0,0556)(0,0492)(0,0688)(0,0590)(0,0444)(0,0446)(0,0948)(0,0902)
Variation du taux de chômage−0,263***−0,225**−0,137−0,284***−0,0325−0,247***−0,267***−0,295**−0,334***
(0,0887)(0,0969)(0,0833)(0,109)(0,0887)(0,0893)(0,0887)(0,130)(0,123)
Inflation décalée0,300*−0,04520,00644−0,380−0,2360,1990,308*−0,432−0,540
(0,164)(0,280)(0,197)(0,311)(0,206)(0,186)(0,164)(0,332)(0,327)
Taux de croissance tendancielle de la productivité0,624***0,720***0,845***0,497***0,594***0,570***0,628***0,2310,325**
(0,106)(0,118)(0,109)(0,123)(0,117)(0,101)(0,107)(0,168)(0,156)
Variation de la valeur ajoutée étrangère en proportion des exportations20,0944**
(0,0424)
Variation du prix relatif des équipements20,114***
(0,0302)
Variation du taux de densité syndicale2−0,330***−0,340***
(0,0774)(0,0774)
Modification des réglementations des licenciements individuels et collectifs2−0,259
(0,918)
Croissance attendue0,459**
(0,180)
Variation de la proportion de travailleurs dans le secteur des services2−0,0194
(0,0327)
Taux de densité syndicale (niveau)0,322***0,186***
(0,0836)(0,0678)
Coefficient de Fisher, premièreouiouiouiouiouiouiouiouioui
étape, > 10
Effets fixes de paysouiouiouiouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnonnonnonnonnon
Nombre d’observations411361316288247411411267264
R20,5770,5610,5960,5900,6030,5890,5780,5010,567
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = taux de croissance annuelle de la rémunération horaire des travailleurs abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir le tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays inclus dans l’échantillon. VI = variable instrumentale. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.9.Estimation de la courbe des salaires de Phillips incluant des variables structurelles mais ne couvrant pas les années 2008 et 2009
(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)
VI1VI1VI1VI1VI1VI1VI1VI1VI1
Proportion de l’emploi à temps partiel involontaire−0,213**−0,227−0,168*−0,215*−0,193−0,173**−0,205**−0,212−0,169
(0,0912)(0,139)(0,102)(0,123)(0,131)(0,0862)(0,0913)(0,198)(0,178)
Taux de chômage−0,174***−0,205***−0,186***−0,301***−0,319***−0,196***−0,162***−0,367−0,380*
(0,0428)(0,0657)(0,0549)(0,105)(0,0768)(0,0446)(0,0435)(0,230)(0,227)
Variation du taux de chômage−0,400***−0,321*−0,280**−0,308*−0,129−0,352***−0,406***−0,495**−0,507**
(0,118)(0,183)(0,131)(0,168)(0,152)(0,127)(0,118)(0,229)(0,213)
Inflation décalée0,502**0,3510,180−0,583−0,2540,3540,520**−1,289−1,417
(0,208)(0,598)(0,346)(1,107)(0,677)(0,251)(0,207)(2,101)(2,053)
Taux de croissance tendancielle de la productivité0,768***0,826***0,891***0,471***0,662***0,721***0,779***−0,06740,151
(0,101)(0,118)(0,120)(0,154)(0,130)(0,0968)(0,101)(0,662)(0,466)
Variation de la valeur ajoutée étrangère en proportion des exportations20,0262
(0,0452)
Variation du prix relatif des équipements20,0911***
(0,0338)
Variation du taux de densité syndicale2−0,390*−0,483
(0,234)(0,373)
Modification des réglementations des licenciements individuels et collectifs2−0,390
(1,653)
Croissance attendue0,414**
(0,197)
Variation de la proportion de travailleurs dans le secteur des services2−0,0424
(0,0308)
Taux de densité syndicale (niveau)0,5420,302
(0,510)(0,302)
Coefficient de Fisher, première étape, > 10ouiouiouiouiouiouiouiouioui
Effets fixes de paysouiouiouiouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnonnonnonnonnon
Nombre d’observations361311274241203361361221219
R20,6780,6760,6540,6120,6320,6820,6800,2640,369
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = taux de croissance annuelle de la rémunération horaire des travailleurs abstraction faite des personnes travaillant pour leur propre compte. Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir le tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays inclus dans l’échantillon. VI = variable instrumentale. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.10.Facteurs de la part de l’emploi à temps partiel involontaire, analyse globale
(1)(2)(3)(4)(5)(6)
Écart de production−0,265***−0,263***−0,172***−0,238***−0,172***−0,245***
(0,030)(0,029)(0,029)(0,031)(0,033)(0,030)
Croissance attendue−0,454***
(0,134)
Variation du prix relatif des équipements1−0,122***
(0,018)
Variation de la valeur ajoutée étrangère en proportion des exportations10,037
(0,033)
Variation du taux de densité syndicale10,007
(0,028)
Variation de la proportion de travailleurs dans le secteur des services10,085***
(0,023)
Effets fixes de paysouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéeouiouiouiouiouioui
Nombre d’observations386386357361288386
R20,4470,4650,5480,4470,4740,467
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = proportion de l’emploi à temps partiel involontaire (logarithme). Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2016. Voir le tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays inclus dans l’échantillon. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.11.Facteurs de la progression sectorielle des salaires nominaux
(1)(2)(3)
Groupe AGroupe BGroupe C
Écart global de production−0,221**0,04170,177*
(0,0750)(0,119)(0,0867)
Corrélation entre la croissance sectorielle et la croissance
globale de la production0,321−0,5990,179
(1,077)(0,606)(0,310)
Écart global de production × corrélation−0,183−0,1230,319*
(0,138)(0,102)(0,158)
Inflation décalée0,1820,3040,492**
(0,295)(0,216)(0,195)
Taux de croissance tendancielle de la productivité1−0,0229−0,0387−0,00741
(0,0889)(0,0286)(0,0306)
Proportion de l’emploi à temps partiel0,0215−0,001070,00870
(0,0254)(0,0193)(0,00999)
Croissance attendue (sectorielle)0,189*0,134**0,0135
(0,0716)(0,0483)(0,0256)
Variation de la part de la production brute constituée par
des importations finales20,09430,02130,0209
(0,0494)(0,0384)(0,0262)
Variation du prix relatif des équipements20,256**0,0701−0,0215
(0,0861)(0,0369)(0,0427)
Effets fixes de paysouiouioui
Effets fixes de secteurouiouioui
Effets fixes d’annéeouiouioui
Nombre d’observations349447493
R20,4000,1110,355
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = variation en pourcentage en glissement annuel des salaires nominaux par personne (non compris les personnes employées pour leur propre compte et les cotisations sociales des employeurs) pour les secteurs de la NACE, révision 2. NACE = Nomenclature statistique des activités économiques dans la Communauté européenne. Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2015. Voir les notes du tableau de l’annexe 2.3.3 pour la liste des pays constituant les différents groupes. Les pays indiqués ci-après ont été exclus pour des raisons ayant trait aux données : Japon (A), Israël (A), Islande (B), Suisse (B) et Grèce (C). Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
Tableau de l’annexe 2.3.12.Facteurs des parts d’emploi à temps partiel sectorielles
(1)(2)(3)(4)(5)(6)
Écart global de production−0,0273−0,008070,02370,001050,0124−0,00168
(0,0710)(0,0685)(0,0736)(0,0781)(0,0595)(0,0830)
Corrélation entre la croissance sectorielle et la croissance globale de la production−0,318−0,355−0,321−0,2900,254−0,441
(0,512)(0,514)(0,454)(0,478)(0,479)(0,773)
Écart global de production x corrélation−0,0703−0,0779−0,115−0,0297−0,02040,0285
(0,0739)(0,0727)(0,0788)(0,0686)(0,0924)(0,0831)
Croissance attendue (globale)−0,615*
(0,322)
Croissance attendue (sectorielle)−0,137**
(0,0573)
Variation de la part de la production brute constituée par des importations finales1−0,0577
(0,0367)
Variation du prix relatif des équipements1−0,147***
(0,0464)
Variation du prix relatif des équipements × intensité capitalistique0,00118**
(0,000419)
Intensité capitalistique5,052
(4,032)
Variation du taux de densité syndicale10,106
(0,0749)
Effets fixes de paysouiouiouiouiouioui
Effets fixes de secteurouiouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéeouiouiouiouiouioui
Nombre d’observations2.1032.1032.1031.6871.7101.562
R20,8060,8060,8070,8110,8100,824
Source : calculs des services du FMI.Note : Variable dépendante = proportions de l’emploi à temps partiel pour les secteurs de la NACE, révision 2. NACE = Nomenclature statistique des activités économiques dans la Communauté européenne. Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2015. Voir les notes du tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays de l’échantillon. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.

Graphique de l’annexe 2.3.2.Décomposition de la dynamique sectorielle des salaires, 2000–15

(Variation en points de pourcentage par rapport à la moyenne sur 2000–07)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les groupes sont ceux définis dans le graphique 2.11. Les facteurs structurels comprennent l’automatisation (représentée par les prix relatifs des équipements), le commerce et les anticipations de croissance. Les régressions neutralisent également les effets de la croissance tendancielle de la productivité de la main-d’œuvre, de la proportion de l’emploi à temps partiel, et des effets fixes de pays et de secteur. La décomposition est basée sur les coefficients indiqués dans le tableau de l’annexe 2.3.11 et est pondérée par le PIB au taux de change du marché des différents pays. Seuls les coefficients significatifs sur le plan statistique sont indiqués.

Graphique de l’annexe 2.3.3.Effets sur la part de l’emploi à temps partiel, analyse sectorielle

(Points de pourcentage)

Source : calculs des services du FMI.

Note : Les marqueurs indiquent les coefficients estimés, et les segments décrivent des intervalles de confiance à 90 %. Le graphique a été établi à partir des données des colonnes (2) à (6) du tableau de l’annexe 2.3.12.

Tableau de l’annexe 2.3.13.Facteurs de la progression des salaires nominaux, de la croissance de l’emploi et de l’emploi à temps partiel
(1)(2)(3)(4)(5)
Progression des salairesEmploi à temps
nominaux1Croissance de l’emploi1partiel1
3MC23MC33MC23MC33SLS3
Écart global de production0,284***0,241***−0,0682−0,0513−0,0907
(0,0334)(0,0322)(0,0786)(0,0641)(0,0816)
Corrélation entre la croissance sectorielle et la croissance globale de la production−0,388**−0,412**−1,001**−0,226−0,698*
(0,172)(0,163)(0,404)(0,324)(0,413)
Écart global de production × corrélation0,321***0,269***0,606***0,644***0,000166
(0,0548)(0,0531)(0,129)(0,106)(0,135)
Inflation décalée0,207***0,210***0,0552−0,09670,131
(0,0573)(0,0578)(0,135)(0,115)(0,147)
Croissance attendue (sectorielle)0,02050,0226*−0,0700**−0,0337−0,106***
(0,0138)(0,0137)(0,0324)(0,0272)(0,0347)
Variation de la part de la production brute constituée par des importations finales4−0,0103−0,005200,02800,02180,0588**
(0,0110)(0,00973)(0,0258)(0,0194)(0,0247)
Variation du prix relatif des équipements40,102***0,115***0,02940,0133−0,0683
(0,0228)(0,0213)(0,0537)(0,0424)(0,0540)
Effets fixes de paysouiouiouiouioui
Effets fixes de secteurouiouiouiouioui
Effets fixes d’annéenonnonnonnonnon
Nombre d’observations1.8331.526
Source : calculs des services du FMI.Note : Les données de l’échantillon sont des données annuelles sur la période 2000–2015. Voir les notes du tableau de l’annexe 2.1.1 pour la liste des pays de l’échantillon. 3MC = triples moindres carrés. Les erreurs types figurent entre parenthèses. * p < ,10; ** p < ,05; *** p < ,01.
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Ce chapitre a été établi par Gee Hee Hong, Zsóka Kóczán, Weicheng Lian et Malhar Nabar (chef de l’équipe), avec l’appui de Benjamin Hilgenstock et de Jungjin Lee.

Voir Fernald (2014), Byrne, Fernald et Reinsdorf (2016) et Adler et al. (2017) pour plus d’informations sur le ralentissement de la productivité, et le chapitre 3 des Perspectives de l’économie mondiale (PEM) d’octobre 2016 en ce qui concerne la faiblesse des taux d’inflation dans les pays avancés.

Voir Bentolila et al. (2012) pour un examen des rigidités du marché du travail et du recours à des contrats d’emploi temporaire.

Comme indiqué au chapitre 1, la proportion de l’affaiblissement des salaires et de l’inflation imputable au ralentissement des gains de productivité n’entraînerait pas de tassement de la hausse des prix parce que les modifications n’auraient pas d’effet net sur les pressions au niveau des coûts (représentées par les coûts unitaires de main-d’œuvre).

Altig et Higgins (2014) notent l’effet négatif des salaires des personnes travaillant à temps partiel pour des raisons économiques. D’autres études s’emploient à déterminer si le chômage de longue durée a autant de répercussions sur la dynamique des salaires que le chômage de courte durée (Stock, 2011; Gordon, 2013; Council of Economic Advisers, 2014; Krueger, Cramer et Cho, 2014; Rudebusch et Williams, 2014; Watson, 2014), en partie parce que le rythme de la hausse des prix et des salaires immédiatement après la Grande récession semble plus robuste que les prévisions établies sur la base des courbes plus traditionnelles des prix et des salaires de Phillips. Ces études notent généralement que le chômage de courte durée a un impact plus important que le chômage de longue durée. D’autres font toutefois valoir que, aux États-Unis par exemple, les taux de chômage de longue et de courte durées ont suivi des évolutions très similaires au cours des quelques dizaines d’années qui ont précédé la Grande récession de sorte qu’il est difficile d’isoler leurs effets respectifs (Kiley, 2014; Smith, 2014).

L’accélération de la croissance de la productivité du travail peut tenir à la fois à une augmentation de l’intensité capitalistique (quantité de machines et matériels utilisée par travailleur), à l’amélioration du capital humain et à la composition moyenne des qualifications de la population active, ainsi qu’à un rythme plus rapide de la diffusion des technologies qui complètent les qualifications du travailleur type. Les effets qui s’exercent ainsi sur différentes catégories de travailleurs peuvent varier, selon le degré de complémentarité des évolutions technologiques et des qualifications des travailleurs et des tâches qu’ils accomplissent, comme expliqué dans la suite du rapport.

Il faudrait que l’élasticité de substitution entre le capital et le travail soit égale à l’unité pour qu’il existe une correspondance directe entre les salaires réels et la productivité moyenne du travail à long terme. Cette élasticité joue un rôle important dans la détermination de la manière dont la part du travail dans le revenu national réagit à l’évolution des coûts relatifs du travail et du capital.

Le lien entre les salaires et la productivité peut, à l’évidence, ne pas totalement se vérifier au niveau sectoriel (comme le montre l’effet Balassa–Samuelson).

Durant les deux décennies qui ont précédé la Grande récession, par exemple, la part de la valeur ajoutée revenant aux travailleurs a évolué à la baisse dans les pays avancés (chapitre 3 des PEM d’avril 2017).

Les interconnexions entre ces facteurs sont étudiées, notamment, par Kramarz (2017), qui analyse la relation entre le pouvoir des syndicats et la délocalisation de l’emploi et, par conséquent, des salaires.

Selon des études antérieures, la déréglementation du marché du travail peut entraîner un accroissement temporaire du chômage, mais produire, à terme, une amélioration du bien-être (Blanchard et Giavazzi, 2003). Le chapitre 3 des PEM d’avril 2016 et l’OCDE (2017) montrent qu’une telle déréglementation a des effets positifs sur l’emploi et la production en période de prospérité, mais peut avoir un effet de contraction en période de sous-emploi des ressources.

Comme l’indique l’encadré 1.1, la diminution du taux d’activité moyen pondéré par la population dans les pays avancés depuis 2007 tient à la forte baisse observée aux États-Unis.

Ainsi que noté au chapitre 1 des PEM d’octobre 2015 et d’octobre 2016, les prévisions établies durant la période qui a suivi la crise sous-estiment généralement la croissance de l’emploi.

Les États-Unis constituent une exception notable, car la baisse de trois points du taux d’activité observée dans ce pays depuis 2007 s’est soldée par un taux d’emploi plus faible qu’avant la crise, bien que le taux de chômage soit tombé à un niveau inférieur à la moyenne enregistrée avant celle-ci.

Dans à peu près les trois quarts des pays avancés, les taux de croissance des salaires réels sont inférieurs à ce qu’ils étaient avant la Grande récession, et ce, que l’on considère les «salaires réels sous l’angle de la consommation» (c’est-à-dire les salaires nominaux déflatés par l’inflation mesurée par l’indice général des prix à la consommation, qui a des répercussions sur les niveaux de vie et les décisions relatives à l’offre de main-d’œuvre) ou les «salaires réels sous l’angle des produits» (c’est-à-dire les salaires nominaux déflatés par le déflateur du PIB, qui a des répercussions sur la rentabilité des entreprises et les décisions d’embauche). L’annexe 2.1 présente les mesures des salaires plus en détail et le graphique 2.2.1 de l’annexe retrace la dynamique des salaires réels.

Burda et Seele (2016) examinent les effets des réformes Hartz sur le marché du travail allemand, tandis que Aoyagi et Ganelli (2015) considèrent la situation sur le marché du travail japonais dans les années 2000.

Le graphique montre que, au Japon, la part des personnes employées sur la base de contrats temporaires a diminué de près de six points par rapport à la moyenne sur la période 2000–07. Toutefois, comme le note le FMI (2016), la catégorie plus générale des travailleurs non permanents — c’est-à-dire les travailleurs qui 1) ne sont pas recrutés directement par l’employeur, 2) travaillent à temps partiel, ou 3) n’ont pas de contrat à durée indéterminée — a également augmenté en proportion de l’emploi total au cours de la période considérée. Voir aussi Aoyagi et Ganelli (2015). Il n’existe pas de données comparables à l’échelle internationale entre la répartition des travailleurs permanents et non permanents.

Cet indicateur pourrait sous-estimer la baisse du nombre d’heures ouvrées par emploi si les individus accumulent plus fréquemment qu’auparavant leurs heures ouvrées dans le cadre de plusieurs emplois.

Au Royaume-Uni, par exemple, la proportion des personnes ayant un emploi qui ont conclu des contrats «zéro heure» est passée de 0,6 % en 2010 à 3 % en 2016 (Haldane, 2017).

La mobilité de la population active entre les secteurs pourrait entraîner une synchronisation générale des augmentations de salaire dans les différents secteurs de sorte que l’évolution générale des salaires semble correspondre pour l’essentiel à leur évolution sectorielle.

L’indicateur de référence est la rémunération horaire, abstraction faite des revenus des personnes travaillant pour compte propre, car les données ne permettent pas de déterminer précisément les proportions de la valeur ajoutée respectivement par le travail et par le capital dans le cas de ces dernières. Les résultats sont dans l’ensemble robustes lorsque l’on utilise d’autres indicateurs des salaires.

L’inclusion de la croissance tendancielle de la productivité dans les équations des salaires qui examinent le rôle des facteurs cycliques, tels que le sous-emploi des ressources et les anticipations inflationnistes, est défendue dans Ball et Moffitt (2001), Dew-Becker et Gordon (2005), Hall (2005) et Yellen (2005). La justification théorique de l’inclusion de la croissance de la productivité dans les courbes des salaires de Phillips est présentée, par exemple, dans Blanchard et Katz (1997), bien que les auteurs notent que les estimations empiriques des courbes de Phillips pour les États-Unis estimées jusqu’à la date de leur étude ne valident que dans une mesure limitée l’inclusion de cet accroissement dans la spécification. La répercussion de la productivité du travail sur les salaires réels dépend du pouvoir de négociation des travailleurs et de l’élasticité de substitution entre le capital et le travail (chapitre 3 des PEM d’avril 2017). Le graphique 2.2.3 de l’annexe décrit la dynamique de la croissance tendancielle de la productivité.

Danninger (2016), par exemple, détermine que la mobilité professionnelle aux États-Unis a diminué pour toutes les catégories de compétences et toutes les tranches d’âge au cours des dernières années. Cette évolution n’est toutefois pas nécessairement due à la Grande récession. Davis et Haltiwanger (2014) montrent que les taux de réallocation des travailleurs ont diminué de 25 % après 2000, ce qui indique que le marché du travail perdait déjà de sa fluidité avant la Grande récession.

Les répercussions de la croissance tendancielle de la productivité sur la progression des rémunérations cadrent avec celles qui sont établies dans d’autres études. Ces résultats indiquent qu’une augmentation d’un point du taux de croissance tendancielle de la productivité est associée à une augmentation de 0,4 à 0,9 point de la croissance des salaires, soit une fourchette dans laquelle se trouve l’effet de l’ordre de 0,8 point indiqué dans Karabarbounis et Neiman (2014). Un coefficient inférieur à 1 signifie que l’accroissement de la productivité n’entraîne pas un accroissement des salaires du même ordre de grandeur et que certains des gains produits par l’augmentation de la croissance tendancielle de la productivité se manifestent sous la forme d’une augmentation des revenus du capital (rentes, intérêts, dividendes et bénéfices mis en réserve). Voir le chapitre 3 des PEM d’avril 2017 pour une analyse plus approfondie.

Les estimations des coefficients des spécifications propres à chaque pays sont toutefois moins précises que celles des coefficients de panel parce que les échantillons sont de plus petite taille.

U-6 représente le pourcentage de la somme des actifs civils et des travailleurs ayant un lien marginal avec l’emploi constitué par la somme de toutes les personnes au chômage, de tous les travailleurs ayant un lien marginal avec l’emploi et de toutes les personnes employées à temps partiel pour des raisons économiques.

Les observations provenant des États-Unis produisent des résultats contrastés. Krueger (2015) fait valoir que le taux de chômage mesuré surestime le sous-emploi des ressources aux États-Unis parce que les chômeurs de longue durée ont un impact négligeable sur la fixation des salaires. Il note toutefois aussi que d’autres études — Aaronson et Jordan (2014), Altig et Higgins (2014), Smith (2014) et Kumar et Orrenius (2016) — notent des signes de l’impact du taux de chômage de longue durée sur la progression des salaires, notamment au niveau des États.

Aoyagi et Ganelli (2015) examinent l’importance grandissante de l’emploi non permanent au Japon au cours des dernières années. Katz et Krueger (2016) analysent l’augmentation de la proportion de modalités de travail flexibles ou différentes — travail temporaire, travail sur contrat, travail indépendant dans le cadre de contrats de courte durée — aux États-Unis. Ils estiment que les travailleurs employés suivant de telles modalités constituent à présent 16 % de la population active des États-Unis. Voir également Brainard (2016).

Ces modalités d’emploi pourraient être considérées comme la manifestation de contraintes imposées aux travailleurs (par suite, peut-être, de la faiblesse de la demande de travail depuis la Grande récession), dues à une évolution structurelle, mais aussi, dans une large mesure à un facteur cyclique. Étant donné que le nombre d’heures ouvrées par travailleur dépend aussi des préférences des personnes employées, cet aspect de l’emploi n’est pas considéré comme un indicateur du sous-emploi latent des ressources.

Ceci pourrait tenir en partie aux problèmes de mesure de cette variable; pour permettre de réaliser des comparaisons internationales, l’analyse emploie une mesure qui ne donne aucune information sur la répartition entre les contrats permanents et les contrats non permanents, mais est conforme à la définition juridique de l’emploi temporaire. Voir aussi la note 18.

Le graphique de l’annexe 2.3.1 décrit une décomposition similaire à celle du graphique 2.12, sur la base d’une analyse de régression faisant intervenir des effets fixes d’année. L’importance relative des différents facteurs (sous-emploi des ressources et productivité) indiquée dans le graphique 2.12 demeure valide même lorsque l’on inclut les effets fixes d’année.

Une baisse du prix relatif des biens d’équipement peut réduire le coût de l’automatisation des tâches courantes (Autor et Dorn, 2013). Cette variable de remplacement peut toutefois ne pas pleinement prendre en compte l’impact de l’automatisation sur les salaires; par exemple, les progrès réalisés dans le domaine de l’intelligence artificielle qui permettent d’automatiser les processus peuvent ne pas être parfaitement mesurés par le prix relatif des biens d’équipement.

Les études des effets à long terme de l’automatisation détectent généralement des effets plus importants sur les salaires de groupes particuliers, notamment les travailleurs moyennement qualifiés (voir Autor et Dorn, 2013, et le chapitre 3 des PEM d’avril 2017).

La courbe des salaires de Phillips présentée par Gali fait intervenir le taux de chômage à la période en cours ainsi qu’aux périodes antérieures, car le taux de chômage aux États-Unis suit un processus autorégressif (2) dans le cadre duquel le taux de chômage attendu est fonction des taux de chômage à la période en cours et aux périodes précédentes. L’analyse présentée dans ce chapitre utilise un raisonnement similaire pour neutraliser l’effet la variation du taux de chômage en prenant en compte les anticipations de l’évolution future des taux de chômage. Cette manière de procéder permet intuitivement de saisir l’importance que revêt le fait qu’un pays entre en récession (augmentation des taux de chômage) ou sort d’une phase de repli (diminution des taux de chômage).

Le taux de chômage et sa variation ainsi que la croissance tendancielle de la productivité sont établis à partir de données annuelles; l’inflation décalée est basée sur la variation en glissement annuel de l’indice des prix à la consommation décalé d’un trimestre (les contrats salariaux peuvent ne pas être fixés de manière synchrone, de sorte que les chocs inflationnistes peuvent exercer leur effet sur le montant global des salaires avec un bref décalage). Les résultats sont généralement robustes lorsque l’on utilise, par exemple, l’inflation annuelle décalée d’un an. Dans une spécification (tableau 2.3.3 de l’annexe, colonne 5), cette manière de procéder produit des coefficients d’inflation décalée plus plausibles.

Les mesures prises pour remédier à cette causalité inverse devraient réduire le coefficient de l’inflation décalée. Le tableau de l’annexe 2.3.3 indique que c’est effectivement le cas pour les groupes de pays A et C. Des facteurs idiosyncrasiques pourraient biaiser à la baisse l’estimation de l’inflation décalée par la méthode des moindres carrés ordinaires dans le cas du groupe de pays B (le coefficient est négatif et non significatif).

La relation de causalité inverse entre la progression des salaires et la croissance tendancielle de l’emploi peut biaiser à la hausse l’effet de la croissance tendancielle de la productivité durant la période d’augmentation de l’emploi. Les coefficients estimés de l’évolution de la productivité du travail sont toutefois souvent inférieurs à ceux qui sont présentés dans les études spécialisées (par exemple, Karabarbounis et Neiman, 2014), en particulier lorsque l’échantillon ne couvre que la période ultérieure à la Grande récession. Ces observations, considérées conjointement, indiquent que le biais d’atténuation à la baisse peut être plus important que la causalité inverse, et entraîner la sous-estimation du rôle de la croissance tendancielle de la productivité. Les résultats ne se modifient guère lorsque le coefficient de la croissance tendancielle de la productivité est fixé à 1 ou à des valeurs tirées des autres études.

Aucune estimation n’est disponible pour l’emploi à temps partiel involontaire au niveau sectoriel; l’analyse considère donc l’emploi à temps partiel total, volontaire et involontaire.

Les variables de contrôle cadrent avec celles utilisées dans BCE (2009) et CE (2003), ainsi que dans les études sur la dispersion des salaires et leurs écarts entre différentes branches d’activité (par exemple, Erdil et Yetkiner, 2001; Koeniger, Leonardi et Nunziata, 2007; Du Caju et al., 2010). Les analyses de régression des salaires neutralisent également les effets de l’inflation et de la croissance tendancielle de la productivité (sectorielle).

Les régressions neutralisent également les effets fixes de pays, de secteur et d’année.

La plage 4 du graphique 2.15 indique une baisse des taux de densité syndicale dans la plupart des secteurs, à l’exception notable des administrations publiques; la couverture des taux de densité syndicale est malheureusement trop limitée au niveau sectoriel pour pouvoir être incluse dans l’analyse de régression.

La croissance attendue à l’échelon sectoriel est mesurée par la moyenne des taux de croissance du produit brut sectoriel durant la période de cinq ans qui vient de prendre fin. Comme indiqué précédemment, cette variable pourrait prendre en compte la croissance de la productivité escomptée ainsi que la situation de la demande.

Un examen plus poussé de la relation entre les résidus produits par l’analyse de la courbe des salaires de Phillips et l’écart de production au niveau global (pondéré par le PIB en dollar) indique que cet écart ne contribue pas de manière significative à expliquer ces résidus.

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