Consommation et chômage : une étude empirique sur données microéconomiques américaines

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Dans les années 80, les États-Unis ont connu une longue période d'expansion économique, accompagnée d'une baisse du taux de chômage et d'une diminution marquée du taux d'épargne des ménages. Plusieurs études empiriques traitent des liens entre consommation et chômage, sans qu'aucun modèle théorique solide n'ait vraiment réussi à les établir. La diversité, et les évolutions, des situations d'emploi des ménages et de leurs comportements de consommation rendent ces constructions difficiles. L'utilisation de données microéconomiques américaines permet d'estimer une fonction de consommation, à partir de variables construites (la participation féminine au marché du travail, le risque de chômage du ménage et le revenu disponible de la famille) et de variables sociodémographiques. Une situation de chômage effective réduit la consommation en biens durables du ménage. Par ailleurs, plus le niveau d'éducation est élevé, plus le risque de chômage est faible, mais plus le ménage est sensible à ce risque et augmente son taux d'épargne. Une première estimation met en évidence l'influence du risque de chômage sur le taux d'épargne, qui disparaît lors de la prise en compte de variables reflétant ce risque (catégorie socioprofessionnelle, domaine d'activité, diplôme). Cependant, il convient de rester prudent quant à l'interprétation de ce dernier résultat : ces variables peuvent aussi être liées à la disposition de l'individu vis-à-vis du risque. Une mesure subjective de celui-ci permettrait de tester des modèles en environnement incertain. De la même façon, les modifications intervenues, en France, sur le marché du travail au cours des années 90, ont pu influencer les comportements d'épargne et de consommation et seules des études à partir de données microéconomiques, qui prendraient en compte la diversité des situations dans l'emploi et des comportements de consommation, permettraient d'en rendre compte.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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CONSOMMATION
Consommation et chômage :
une étude empirique sur données
microéconomiques américaines
Damien Dans les années 80, les États-Unis ont connu une longue période d’expansion
Échevin* économique, accompagnée d’une baisse du taux de chômage et d’une diminution
marquée du taux d’épargne des ménages. Plusieurs études empiriques traitent
des liens entre consommation et chômage, sans qu’aucun modèle théorique solide
n’ait vraiment réussi à les établir. La diversité, et les évolutions, des situations
d’emploi des ménages et de leurs comportements de consommation rendent
ces constructions difficiles.
L’utilisation de données microéconomiques américaines permet d’estimer
une fonction de consommation, à partir de variables construites (la participation
féminine au marché du travail, le risque de chômage du ménage et le revenu
disponible de la famille) et de variables sociodémographiques. Une situation
de chômage effective réduit la consommation en biens durables du ménage.
Par ailleurs, plus le niveau d’éducation est élevé, plus le risque de chômage est
faible, mais plus le ménage est sensible à ce risque et augmente son taux
d’épargne. Une première estimation met en évidence l’influence du risque
de chômage sur le taux d’épargne, qui disparaît lors de la prise en compte
de variables reflétant ce risque (catégorie socioprofessionnelle, domaine d’activité,
* Damien Échevin ap- diplôme). Cependant, il convient de rester prudent quant à l’interprétation de ce
partient au TEAM de
dernier résultat : ces variables peuvent aussi être liées à la disposition de l’individul’Université de Paris I.
L’auteur remercie vis-à-vis du risque. Une mesure subjective de celui-ci permettrait de tester
F. Gardes, P.Y. Hénin,
des modèles en environnement incertain.S. Lollivier, J.M. Robin,
D. Verger et le rappor-
De la même façon, les modifications intervenues, en France, sur le marché duteur, ainsi que les
participants des Jour- travail au cours des années 90, ont pu influencer les comportements d’épargne et
nées de Microéconomie
Appliquée de Lyon, en de consommation et seules des études à partir de données microéconomiques, qui
particulier L. Arrondel et prendraient en compte la diversité des situations dans l’emploi et des
A. Masson, pour leurs
remarques et conseils. comportements de consommation, permettraient d’en rendre compte.
u cours de la décennie 80, l’économie d’expansion et une baisse du taux de chômage.
Les noms et dates entre Aaméricaine connaît d’abord une phase de Elle enregistre, dans le même temps, une dimi-
parenthèses renvoient à
récession puis une reprise de l’activité écono- nution marquée du taux d’épargne des ména-
la bibliographie en fin
mique se traduisant par une longue période ges, qui avait atteint des niveaux élevésd’article.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5 75jusqu’au début des années 70. Ces faits ont Quelques études empiriques
nourri le débat concernant le comportement
sur le lien entre chômage
d’épargne des ménages. Parmi les explications
et consommationdu déclin du taux d’épargne, on trouve le relâ-
chement des contraintes de crédit, la diminution
du taux de chômage, ou encore l’accroissement eu d’études empiriques traitent de la causa-
de la participation féminine sur le marché du P lité allant du chômage à la consommation.
travail (Carroll, 1992). Au milieu de la décen- Deux types d’analyses sur séries temporelles
nie 80, les inégalités de consommation, agrégées retiennent le taux de chômage, comme
comme les inégalités de revenu, se sont variable approchée de la prégnance des contrain-
accrues. En somme, l’originalité de l’expé- tes de liquidité pour le premier type (Flavin,
rience américaine des années 80 semble révéler 1985), comme variable approchée d’un compor-
un parallèle entre l’évolution de la consom- tement d’épargne de précaution pour le second
mation et l’évolution du revenu, tant au niveau (Cadiou, 1995 ; Malley et Moutos, 1996). Ces
macroéconomique qu’au niveau microéco- études macroéconomiques établissent un lien -
nomique. entre consommation et chômage, mais les raisons
de ce lien restent à préciser : traduit-il un simple
À partir de ce premier constat, on cherche à ex- effet de revenu, un effet des contraintes d’endet-
pliquer le comportement d’épargne des ména- tement ou celui des incertitudes ? Ces insuffisan-
ges américains. L’étude de la propension à ces pourraient être comblées par un travail sur
consommer des familles s’appuie sur les don- des données individuelles. Certaines analyses
nées du Consumer Expenditure Survey récentes montrent notamment que l’introduction
(CEX), disponibles de 1982 à 1989. Puisque de variables dites d’offre de travail ou de partici-
les données américaines n’ont pas d’équiva- pation sur le marché du travail dans les équations
lent en France (1), leurs enseignements de- économétriques permettent d’améliorer les pré-
vront permettre d’enrichir nos connaissances visions de la consommation à partir de l’équation
sur les différents facteurs endogènes liés au d’Euler (voir encadré 1 de l’article de présenta-
comportement de consommation. Cet objec- tion d’Échevin sur les modèles d’épargne et de
tif nécessite l’étude des interactions entre les consommation, dans ce numéro), au même titre
différentes variables introduites dans la fonc- que les variables démographiques couramment
tion de consommation, parmi lesquelles les utilisées (Attanasio et Weber, 1995 ; Attanasio et
variables démographiques (âge, taille de la Browning, 1995 ; Blundell et al., 1994). Ces
famille et composition familiale) et celles résultats empiriques tendent à prouver que le
relatives à la participation sur le marché du comportement intertemporel de consommation,
travail. On établit ainsi les influences conjoin- affecté par l’évolution des préférences au cours
tes de ces facteurs sur le comportement de du cycle de vie, selon l’âge et la composition du
consommation. En outre, la nature indivi- ménage, est également contraint par la situation
duelle des données doit permettre d’évaluer dans l’emploi de la famille.
la fiabilité des modèles de consommation qui
présupposent l’hétérogénéité des consom-
Absence de fondements théoriquesmateurs, et notamment des modèles qui dé-
crivent le lien entre la consommation et le solides de ce lien
revenu permanent, défini par Friedman
(1957) comme le niveau de revenu qu’un Dans la fonction de consommation, un modèle
ménage, appartenant à tel sous-groupe de la théorique de référence, qui justifierait l’inclusion
population, peut s’attendre à toucher au de la situation dans l’emploi de la famille, manque
cours d’une année donnée. toutefois à l’analyse, et ce pour deux raisons. Tout
d’abord, la situation dans l’emploi est de nature
On ne cherche pas ici à tester les différents mo- endogène, elle dépend de préférences et de
dèles de consommation. Les tests des restric- rigidités inobservables. Ensuite, une situation de
tions des modèles, nécessaires pour trancher chômage est le plus souvent imprévisible, il est
en faveur de telle ou telle hypothèse, sont en ef-
fet limités par la nature des données disponi-
bles, qui se présentent sous forme d’enquêtes 1. LesenquêtesBudget de Famille de l’Insee ne fournissent pas
répétées. Aussi l’originalité de l’étude réside- derenseignementsurlesheurestravailléesaucoursdel’année,
et les informations sur la situation d’emploi des personnes dut-elle davantage dans l’attention particulière
ménage sont assez sommaires. Les enquêtes Emploi,bien
portée à l’influence du chômage sur la consom- renseignées sur ce dernier point, ne contiennent aucune
mation des ménages. information sur la consommation des ménages français.
76 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5donc nécessaire de situer l’analyse en environne- ment plusieurs fois au cours de l’année. Ces pério-
ment incertain. Aussi le caractère endogène et des de chômage vont sans doute réduire son revenu
imprévisible de la situation dans l’emploi permanent, mais d’un montant moindre que le re-
s’oppose-t-il à la nature exogène et prévisible venu courant. Aussi, pour des personnes ayant mis
de l’âge, variable de référence dans la théorie peu d’argent de côté, la situation sera d’autant plus
du cycle de vie. L’absence de modèles théori- dramatique qu’elles seront dans l’impossibilité
ques suffisamment solides sur le lien entre le d’emprunter. Autrement dit, une situation de chô-
chômage et la consommation rend indispensa- mage permet de se rendre compte de l’existence de
ble une réponse empirique au problème. contraintes sur les liquidités et les ménages touchés
seront amenés à dépenser leur revenu courant,
c’est-à-dire moins qu’ils le souhaiteraient. Pour
Les dimensions transversale Carroll (1992), une probabilité de chômage peut
et temporelle de la consommation symboliser un risque faible mais non nul de revenu
futur nul. Dans la mesure où une situation de chô-
L’étude de Deaton et Paxson (1994) est éclai- mage peut durer ou bien se répéter plusieurs fois
rante à ce sujet. Elle est annonciatrice d’une dans une période assez courte, l’anticipation
méthodologie originale, en accord avec ce que qu’une situation aussi difficile pourrait advenir à
les auteurs pensent des modèles de consomma- moyen terme engendre un comportement de pré-
tion, à savoir qu’aucun n’est à la fois pertinent caution. L’hypothèse d’équivalence à la certitude
théoriquement et capable d’englober tous les (voir l’article de présentation d’Échevin sur les
déterminants de la consommation. Ils montrent modèles d’épargne et de consommation, dans ce
notamment que la version proposée par Hall numéro) est alors rejetée.
(1978) du modèle de revenu permanent avec
anticipations rationnelles explique bien l’ac- Les modifications de la situation dans l’emploi
croissement des inégalités de consommation ont des effets permanents sur le comportement de
avec l’âge. Néanmoins, ce modèle ne fournit consommation ; il s’agit pour l’économètre de
pas de justification satisfaisante au parallèle en- mesurer ces effets. Cependant, l’existence de
tre les inégalités de consommation et les inéga- contraintes d’endettement dépend de détermi-
lités de revenu, observé aux États-Unis au cours nants individuels et sont le plus souvent
de la décennie 80. inobservables : elles sont liées aux préférences
temporelles des individus, qui désirent s’endetter
Cette approche empirique illustre en fait les dif- pour pouvoir consommer, mais aussi au compor-
ficultés rencontrées lorsqu’il s’agit de réconci- tement des banques qui allouent les crédits. Com-
lier la dimension transversale et la dimension ment préjuger, dans ces conditions, de l’influence
temporelle de la consommation. Aussi, puis- de l’éventualité d’une « catastrophe », comme la
qu’on ne dispose sur la population générale que perte d’un emploi, sur les comportements indivi-
de coupes transversales (2), l’analyse empiri- duels ? Les situations de chômage sont elles-
que d’échantillons de ménages peut-elle nous mêmes hétérogènes : il faudrait pouvoir discerner
éclairer sur les deux dimensions. Néanmoins, une perte volontaire, d’une perte involontaire
pour les réconcilier, il est nécessaire de faire d’emploi. De plus, la durée du chômage peut être
des hypothèses supplémentaires. courte, période de recherche d’un nouvel emploi,
ou longue et contraignante. Il peut aussi s’agir
d’un licenciement ou de chômage technique : les
Dessituationsd’emploietdes systèmes de compensation existants étant diffé-
comportements de consommation rents, les deux situations ne jouent pas de façon
identique sur les fluctuations du revenu. La situa-hétérogènes
tion dans l’emploi peut enfin se traduire par un
Le besoin de précaution et l’action des contraintes temps partiel contraint, ou par un emploi d’inté-
de liquidité sont des comportements qui génèrent rim s’arrêtant et reprenant plusieurs fois dans
un lien entre le chômage et la consommation. Une l’année. En réalité, l’hétérogénéité des situa-
situation de chômage peut représenter un choc tions sur le marché du travail nécessite le recueil
transitoire négatif qui activerait les contraintes d’informations supplémentaires, parmi les-
sur les liquidités (Flavin, 1985). Alors, le compor- quelles des indications sur la perception des
tement intertemporel de consommation décrit par
l’équation d’Euler ne tient plus. En effet, une per- 2.Le Panel Studies of Income Dynamics (PSID), panel
américain le plus couramment utilisé pour les étudessonne se trouvant inemployée au cours d’une
longitudinales, ne porte que sur les consommations
année donnée peut s’attendre à passer un certain alimentaires. Or la part budgétaire de cette consommation tend
nombre de mois au chômage, et ceci éventuelle- à décroître dans le temps.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5 77personnes elles-mêmes vis-à-vis de leur propre miques. De cette manière, on peut tenir compte
situation. deseffetsdedispersion,sansrendreimpossible
l’agrégation.Eneffet,lasensibilitédutermede
Cependant, la situation des individus évolue variance par rapport aux variables macroéco-
dans le temps, tout comme la perception nomiques doit refléter la modification, dans la
qu’ils s’en font. De plus, ces personnes doivent population, de la distribution des risques (per-
fournir un effort d’interprétation des çus) concernant le revenu futur. En suivant
informations sur la situation économique cette méthodologie, Flacco et Parker montrent
générale pour pouvoir juger de leur propre que la variance estimée du revenu a un effet
situation. Pour toutes ces raisons, la frontière significatif et non négligeable sur la consom-
entre des événements qui sont perçus comme mation. Des variables, autres que le revenu
permanents et ceux qui sont comme permanent, peuvent donc avoir une influence
transitoires est assez ténue. sur la consommation. Tel pourrait être le cas
du taux de chômage ou tout au moins de sa va-
riation, sans qu’aucune étude empirique n’ait
Les anticipations de l’évolution réellement tranché.
du taux de chômage...
Des consommateurs impatientsLes problèmes informationnels sont encore
plus importants lorsqu’il s’agit de spécifier des au début de la vie...
comportements agrégés. En effet, on ne sait pas
apriori quelle information est détenue par les Les interactions entre les effets de l’âge, du
ménages. La population peut, par exemple, être revenu et de la situation dans l’emploi sur la
dissociée entre les optimistes et les pessimistes. consommation, permettent d’expliquer le taux
Le revenu anticipé ne se traduit pas alors uni- d’épargne du ménage. Dans la théorie du cycle
quement par un terme moyen, mais aussi par un de vie, la consommation dépend des ressour-
terme de dispersion, représenté par l’écart entre ces mobilisables sur l’ensemble de la vie, et
les prévisions optimistes et les prévisions pessi- non pas uniquement des ressources courantes
mistes du revenu. Il est possible d’obtenir des de l’individu. Ainsi, la part du revenu courant
informations sur les anticipations individuel- épargné devrait augmenter jusqu’à l’âge de la
les, en mesurant directement l’écart entre opi- retraite, la consommation étant lissée en prévi-
nions optimistes et pessimistes. Cette approche sion d’un revenu qui tend à augmenter. Cepen-
a notamment permis de minimiser la part de la dant, ces résultats de la modélisation ne
consommation expliquée par le comportement semblent pas être vérifiés dans les faits.
d’épargne de précaution (Guiso et al., 1992). Deaton et Paxson (1994) ont montré que, pour
La distinction entre pessimistes et optimistes chaque génération prise séparément, la disper-
concernant le revenu futur reste cependant sion des niveaux de consommation croît avec
assez frustre. Le test du modèle d’épargne de l’âge (3). Ce résultat ne peut pas être expliqué
précaution par Carroll (1992) a, par exemple, dans le cadre du modèle le plus simple de cycle
consisté à supposer que plus les individus de vie. Toutefois, le modèle de revenu perma-
considérant que le chômage va augmenter sont nent-anticipations rationnelles (Hall, 1978)
nombreux, plus l’incertitude sur ceux qui vont permet de réconcilier la théorie avec les faits,
connaître une période de chômage est grande, dans la mesure où l’évolution de la consommation
ce qui engendre une épargne de précaution éle- y est décrite comme instable. En conséquence, la
vée. L’introduction des anticipations sur l’évo- variance de la consommation augmente dans le
lution du taux de chômage permet ainsi de temps. Le modèle implique également une
rendre compte de la distribution subjective des croissance moins forte de la dispersion des
risques dans la population. niveaux de consommation avec l’âge, du fait de
l’augmentation du taux d’épargne chez les ména-
ges les plus âgés (4). Or, au contraire, les inégalités
... dans les modèles avec épargne de
précaution 3. Il s’agit des dépenses non durables des ménages (cf.
encadré 1).
4. En effet, comme le notent Deaton et Paxson (1994),les
Un test alternatif de l’importance du comporte- ménages les plus âgés sont plus proches de la retraite et
ment d’épargne de précaution est proposé par retirent les bénéfices d’une innovation sur le revenu pour un
moins grand nombre de périodes ; aussi dépensent-ils uneFlacco et Parker (1990, 1992). Ces auteurs
part moindre de leur revenu courant et épargnent-ils
instrumentent la variance estimée du revenu davantage.Ainsi,l’augmentationdutauxd’épargneavecl’âge
à l’aide de certaines variables macroécono- résulte de la persistance des revenus d’activité.
78 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5de consommation seraient de plus en plus crois- longues de chômage) et surtout s’ils appréhen-
santes avec l’âge (ce qui se traduit par une dent davantage une situation de chômage.
courbe convexe reliant les inégalités de consom- L’effet des contraintes d’endettement est alors
mation à l’âge), ceci jusqu’à la retraite. Des déterminant. Dans la mesure où elles sont liées
modèles plus compliqués, qui rendent compte des à l’âge, elles peuvent interagir avec la proba-
évolutions de la consommation avec l’âge, en bilité de chômage. Par exemple, Dynarski et
tenant compte de l’existence de contraintes de Sheffrin (1987) établissent à l’aide du PSID,
liquidité ou de comportement d’épargne de pré- qu’ils utilisent de 1975 à 1981, que le compor-
caution, décrivent les faits de manière plus satis- tement de consommation pour les travailleurs
faisante. Notamment, la consommation semblant qualifiés du secteur tertiaire (les cols blancs,
suivre la même trajectoire que le revenu courant c’est-à-dire professions libérales et cadres dans
au début de la vie, quelle que soit la catégorie les services) est plus sensible à une situation de
socioprofessionnelle considérée, Carroll et chômage que pour les travailleurs non qualifiés
Summers (1991) suggèrent que les ménages du secteur secondaire (les cols bleus, c’est-à-
jeunes sont plutôt impatients et réagissent davan- dire ouvriers, employés et artisans dans l’indus-
tage aux fluctuations du revenu courant. trie). En effet, pour les travailleurs qualifiés, la
perte d’un emploi peut indiquer la mauvaise
santé du secteur dans lequel ils étaient embau-
... mais prudents face au risque de chômage chés, et, en conséquence, la difficulté qu’ils
auront à retrouver un emploi. De plus, la
L’hypothèse d’impatience des consomma- consommation serait plus fortement diminuée
teurs semble donner plus de latitude à l’inter- du fait de l’existence de contraintes de liquidité,
prétation de l’évolution du taux d’épargne. À notamment pour les plus jeunes et les plus quali-
cette condition, les plus jeunes épargnent non fiés (5), ce qui permet d’expliquer le profil par
seulement parce qu’ils désirent lisser leur âge relativement plat du taux d’épargne.
consommation sur le cycle de vie (motif de
substitution intertemporelle), mais aussi et Au total, la relation entre le taux d’épargne et
surtout parce qu’ils sont prudents face aux l’âge au cours du cycle de vie est sensiblement
risques portant sur leur revenu (motif de pré- modifiée par l’effet du chômage et des contrain-
caution). Ce besoin de précaution, qui mêle tes de liquidité. Cela ne suffit pourtant pas à
impatience et prudence, peut intervenir à tout expliquer pourquoi les ménages américains
âge. Toutefois, par ce biais, les personnes jeu- n’ont épargné qu’une fraction négligeable de
nes sont amenées à épargner davantage que leur revenu au cours des années 80 (en moyenne
leurs aînés. En effet, d’une part, les ménages 7 % sur les années 80, passant de 8,5 % à 5,0 %
les plus jeunes ont un risque plus grand de se entre 1980 et 1989) (6).
trouver au chômage : aux États-Unis, le taux de
chômage des jeunes de 20 à 24 ans passant de
Le taux d’épargne résulte plus14,5 % à 8,8 % entre 1983 et 1990, alors que
celui de l’ensemble de la population active de la persistance du revenu
passe de 9,5 % à 5,3 % (sources OCDE). que du revenu courant
D’autre part, les ménages les plus jeunes sont
aussi les plus endettés, du fait de la constitu- Une des principales implications de la théorie
tion de leurs stocks de consommation. Ils sont du cycle de vie consiste à dissocier le taux
donc davantage sensibles aux variations du d’épargne et le revenu permanent, défini
chômage que les ménages plus âgés, ces der- comme la somme actualisée des revenus antici-
niers pouvant profiter du flux de consomma- pés (Modigliani et Brumberg, 1954). Selon
tion provenant de stocks déjà constitués. cette représentation, l’agent est supposé ajuster
le volume désiré de sa consommation au niveau
de son revenu permanent. Ainsi, au cours de la
Un profil par âge du taux d’épargne vie, le rapport entre consommation courante et
relativement plat
5. Les résultats de Dynarski et Sheffrin sur l’interaction entre lesAinsi, le processus de chômage des personnes a
effets du chômage et de l’âge sur la consommation ne sont pas
une influence directe sur leur comportement de très significatifs, probablement parce que le PSID ne fournit que
consommation, les individus pouvant ressentir les consommations alimentaires moins sensibles aux
contraintes de liquidité, ces dépenses étant de premièreplus fortement le risque de se trouver au chô-
nécessité.
mage s’ils connaissent une probabilité de réem- 6. Moyennes calculées à partir des données mensuelles
ploi plus faible (c’est-à-dire des périodes plus publiées par le Nber (adresse internet : http :\\www.nber.org).
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5 79Encadré 1
LES DONNÉES DU CONSUMER EXPENDITURE SURVEY (CEX)
Un panel tournant ayant répondu aux cinq interviews représentent une
population relativement immobile et coopérative, ce
On utilise sur huit années, de 1982 à 1989, les qui représente un biais pour l’analyse (cf. tableau A).
résultats de l’enquête américaine sur la consomma- L’échantillon des ménages qui ont répondu à l’en-
tion, le Consumer Expenditure Survey (CEX). Le semble des interviews est sensiblement plus riche
CEX est un panel tournant, formé d’enquêtes et plus éduqué.L’âge moyen des deux échantillons
conduites par le Bureau of Labor Statistics, qui est comparable. Il est possible que cette sélection
interroge environ 4 500 ménages chaque trimestre : élimine certains ménages trèsvulnérables sur le
80 % d’entre eux sont réinterrogés le trimestre sui- marché du travail ou ayant des contraintes de liqui-
vant, alors que 20 % sont remplacés par un autre dité. Toutefois, les caractéristiques des échantillons
groupe d’individus choisis de manière aléatoire. En sont très similaires.
principe, chaque ménage doit être interrogé durant
cinq trimestres consécutifs. Les questions posées Pour cette étude, on a sélectionné une part assez
concernent les caractéristiques du ménage – carac- large des ménages enquêtés (16 728) en suppri-
téristiques démographiques, situation dans l’emploi mant systématiquement ceux dont le chef de famille
(heures travaillées, participation), éducation, etc. – ne travaille pas parce qu’il poursuit des études et
et le détail de ses dépenses. ceux qui n’ont pas répondu volontairement aux
questions sur leur revenu (transferts compris). On
Le fichier de données utilisé est une version annua- se limite aux ménages dont le chef de famille est
lisée du CEX. Par rapport à la population âgé de 18 à 55 ans en 1980 ou âgé de 27 à 64 ans
initialement contactée, 33 % en moyenne sont per- en 1989, afin de ne perdre aucune génération. Il est
dus au cours des interviews suivantes. Les ménages alors possible de constituer des cohortes qui tien-
nent compte de la date de naissance du chef de
famille à partir de l’échantillon sélectionné (cf. ta-
Tableau A bleau B).
Les effets des disparitions de ménages
La mesure du revenusur la composition de l’échantillon
Le revenu disponible du ménage de l’année écou-
Répondants Répondants
lée comprend les revenus d’activité et les transferts.Variables à toutes les à moins de
Il est calculé aprèsimpôts. Certains transferts pro-interviews 4 interviews
venant de placements financiers (dividendes, etc.)
ne sont pas comptabilisés. L’exhaustivité desRevenu courant (1) 39 168 37 746
(en dollars) (23 663) (25 085) réponses sur le revenu est indiquée dans l’enquête
par une variable dichotomique. Selon cette indica-Diplômésdusupérieur (en %) 31 29
tion, prèsde85% de l’échantillon des ménagesDiplômésdulycée (en %) 56 55
reporteraient leurs salaires de manière satisfai-
Le mari travaille (en %) 93 92
sante. En réalité, ce taux est quelque peu diminué
La femme travaille (en %) 75 73 du fait de l’omission d’autres revenus d’activité et
de transfert. De plus, si on considère les revenus
1. Entre parenthèses : écart-type.
aprèsimpôts, seulement la moitié des réponses
Champ : échantillon du CEX. seraient exhaustives, car l’information sur les im-
Source : Meghir et Weber, 1996. pôts est encore plus difficile à obtenir. Les revenus
Tableau B
Les effectifs par génération
Annéedel’enquête
Date de
naissance
1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989
1925-1929 242 238 245 234 158 252 260 196
1930-1934 206 219 214 240 157 316 227 235
1935-1939 197 222 239 257 161 287 227 260
1940-1944 270 286 287 288 218 340 288 302
1945-1949 353 328 375 388 241 417 354 387
1950-1954 286 356 384 351 282 413 397 372
1955-1962 296 337 355 442 336 593 525 555
Total 1 850 1 986 2 099 2 200 1 553 2 618 2 278 2 307
Sources : Consumer Expenditure Survey (CEX).
80 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5revenu permanent ne doit pas être modifié : le Les préférences des ménages influencées
consommateur lisse sa consommation en prévi- par les variations du revenu
sion des revenus futurs et si le niveau de son
revenu permanent s’accroît, il augmentera sa Le motif pour lequel le consommateur épargne,
consommation. dans la théorie du cycle de vie, est un motif de
substitution intertemporelle des consomma-
Dans un environnement incertain, l’épargne tions. Cette représentation du lien entre la
joue également le rôle d’un « matelas » proté- consommation et le revenu suppose, néan-
geant le ménage contre des variations inatten- moins, la stabilité des préférences du ménage. Or,
dues et transitoires du revenu. En effet, lorsque des événements relatifs à la variabilité du revenu
le revenu augmente de manière provisoire, la ou à des situations de chômage peuvent amener
mesure du revenu permanent se trouve faible- les ménages à modifier leurs préférences. Il
ment modifiée, le ménage ne répercute donc existe, par exemple, des effets d’habitude, asso-
pas cette variation sur sa consommation. En ciés à un comportement de refus vis-à-vis de
conséquence, seul le volume épargné augmente tout déclin du niveau de vie (Duesenberry,
de manière significative, et on enregistre une 1949). Alors, la diminution du niveau de vie des
baisse de la propension moyenne à consommer, ménages n’engendrerait pas de modification de
proportionnelle à l’augmentation du revenu. Le la consommation et alors, ils épargneraient
taux d’épargne résulte ainsi de la persistance du moins. Des effets d’habitudes dites rationnelles
revenu du travail. peuvent se traduire par une augmentation de
Encadré1(fin)
utilisés sont donc calculés avec beaucoup d’erreurs nu dépensé en biens durables ne peut pas être
de mesure. considéré parmi les flux de consommation courante
anticipés par le consommateur. Pour cette raison,
Les impôts peuvent être indexés sur la consomma- l’achat de certains biens et services durables, no-
tion, ce qui poserait un problème d’endogénéité de tamment la dépense brute de logement pour les
la variable de revenu retenue (c’est-à-dire aprèsim- propriétaires, est généralement comptabilisé parmi
pôts) lors des estimations. L’instrumentation du l’épargne des ménages. En calculant un équivalent
revenu aprèsimpôts paraît donc préférable à l’utili- du loyer pour la dépense de logement, il est toute-
sation directe de cette variable (cf. tableau A de fois possible de considérer cet achat comme un
l’annexe). Cette instrumentation permet également service. Ainsi, dans la dépense totale du ménage,
de supprimer la partie dite « transitoire » du revenu on peut considérer des dépenses « non durables »,
observé (cf. infra). fournissant un service immédiat et/ou périssable
(on considère également que ces dépenses peu-
La consommation durable et non durable vent être moins facilement repoussées dans le
futur), qui incluent, pour le CEX, les postes de con-
La consommation est généralement définie comme sommation suivants : loyers d’habitation et
un flux de services provenant de l’acquisition de équivalents pour les propriétaires, services de loca-
biens et de services marchands ou non marchands. tion, assurances diverses (maison, auto, personnelle),
L’hypothèse de « revenu permanent » proposée transports et services publics, alimentation, food
par Friedman retient la décomposition suivante du stamps (bons de nourriture), pharmacie, alcool, tabac,
revenu courant et de la consommation courante : gaz, électricité, services médicaux, autres services (ré-
paration, etc.), autres remboursements (intérêts, etc.).
P Ty y y , Les dépenses « durables » comprennent les postes de
consommation suivants : matériel de maintenance et
P Tc c c , de réparation, fournitures textiles pour le ménage
(draps, etc.), appareils et équipements, autres fournitu-
avec : res, habillement, bagages et autres matériels, montres
et bijoux, véhicules et équipements, équipements spor-
P T P T T Tcov y y cov c c cov y c 0 , tifs, livres, fournitures scolaires et autres frais de
scolarité, assurances santé, ordinateurs et autres ma-
oùy est le revenu, c est la consommation, les chines.
indices P et T indiquent la nature permanente ou
transitoire de la variable. Par construction, les deux Une estimation à prix courants
composantes, permanente (systématique, mais
inobservable) et transitoire (accidentelle ou irrégu- Afin de tenir compte de l’évolution générale des
lière), sont orthogonales. De même, la partie prix, des variables agrégées incluses dans les
transitoire du revenu observé et la partie transitoire équations estimées sont à prix courant. Le PIB par
de la consommation observée sont supposées être habitant à prix courants est retenu dans les équa-
non corrélées l’une à l’autre. Par conséquent, le reve- tions de revenu et de consommation.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5 81
l’épargne lorsque le revenu s’accroît : le con- ménages ont été retenus, soit une part assez
sommateur anticipe l’effet d’habitudes qu’en- large de l’échantillon total (cf. encadré 1). Ces
gendreraient les consommations présentes sur enquêtes permettent de connaître un grand
ses choix futurs et épargnera pour répartir les nombre de variables sociodémographiques, la
variations d’achats sur plusieurs périodes. situation dans l’emploi, le revenu disponible,
Les personnes les plus âgées, plus sensibles à avant et après impôts, et la dépense totale du
des risques de « catastrophe » (invalidité, ma- ménage au cours des quatre derniers trimestres
ladie prolongée, etc.), ont aussi plus tendance (informations annualisées).
à épargner. Enfin, des situations de chômage
peuvent engendrer une augmentation de la La plupart des déterminants individuels
probabilité de divorce (Herpin, 1990), situa- (contraintes de liquidité, assurance, aversion
tion qui rendrait moins flexible l’offre de tra- pour le risque, etc.), capables d’influencer les
vail du ménage et l’épargne plus nécessaire. comportements de consommation et d’épargne
selon les diverses approches envisagées,
restent inobservables. On ne dispose pas non
Les couples à deux salaires plus de mesure subjective sur la perception des
consomment davantage risques, comme celle utilisée par Guiso et al.
(1992) pour tester le modèle de consommation
L’offre de travail est souvent plus flexible pour avec épargne de précaution (7). Néanmoins, les
les jeunes ménages. Cependant, la durée de tra- informations sur la situation dans l’emploi (rai-
vail du ménage peut aussi être vécue comme sons de la non-participation au marché du travail,
une contrainte financière au niveau du ménage heures travaillées au cours de la semaine, nombre
et la substitution entre la consommation et le de semaines travaillées au cours de l’année) per-
temps libre (loisir) en est affectée. L’activité mettent d’établir l’influence conjointe de la situa-
des femmes, notamment, engendre des dépen- tion dans l’emploi avec les autres déterminants de
ses supplémentaires, si bien que les couples à l’épargne (revenu, âge, etc.).
deux salaires consomment davantage, toutes
choses égales par ailleurs, que les autres Différentes spécifications de la fonction de
(Attanasio et Weber, 1995 ; Attanasio et Brow- consommation (propension à consommer) sont
ning, 1995). testées. Dans un premier temps, afin d’isoler les
« effets prévisibles » des variables d’intérêt
Plus généralement, sur le cycle de vie, on observe (essentiellement la participation féminine, la
une évolution parallèle entre le nombre d’heures situation dans l’emploi et le revenu), il est
travaillées et le taux de salaire horaire. Si l’on nécessaire de les instrumenter. Cette instru-
considère que la consommation est un substitut mentation se justifie par l’amélioration des esti-
au loisir, l’augmentation de la consommation mations, du fait de la prise en compte des biais
serait une réponse à des opportunités moindres d’endogénéité. Ces derniers apparaissent, en
de loisir pour les classes d’âge qui travaillent effet, lorsqu’on utilise des variables explicati-
le plus. Néanmoins, cette explication est ves courantes. Le revenu disponible du ménage
acceptable s’il est possible, pour le consomma- étant aussi calculé avec beaucoup d’erreur (cf.
teur, de choisir le nombre d’heures travaillées. encadré 1), l’instrumentation du revenu permet
Or l’étude de Browning, Deaton et Irish (1985) de résoudre les biais d’estimation provenant de
conclut, au contraire, à l’absence de lien entre telles erreurs de mesure.
les variations des heures travaillées, du taux de
salaire et de la consommation.
Réduire les biais de sélection
en agrégeant les données individuelles
Dans une deuxième étape, une équation simpleUne étude sur données
de consommation est estimée ; elle est élargieindividuelles américaines
ensuite en tenant compte de l’effet de variables
observables, relatives au niveau d’éducation et
es enquêtes du Consumer Expenditure à l’activité du chef de famille (types d’emploi,L Survey (CEX), de 1982 à 1989, effectuées
auprès de ménages représentatifs de la popula-
tion américaine, permettent d’apprécier l’in-
7.Arrondel,MassonetVerger(1997)proposentdesindicateurs
fluence des différents facteurs explicatifs du relatifs, évaluant l’attitude à l’égard du risque et de
taux d’épargne des ménages. Près de 16 800 l’incertain.
82 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5d’activité et d’employeur). L’effet de la situa- sont donc estimées ; les résultats permettent
tion dans l’emploi est très sensible à l’influence alors d’apprécier la situation des ménages amé-
de ces variables. Plusieurs hypothèses sont ricains au cours de la décennie 80.
envisagées. D’une part, les variables explicati-
ves ajoutées à l’équation de consommation
peuvent être considérées comme endogènes, La participation féminine
notamment lorsque le choix de telle ou telle surlemarchédutravail
activité professionnelle dépend de l’aversion
pour le risque du consommateur (Skinner, La participation féminine sur le marché du tra-
1988 ; Lusardi, 1997). Alors, apparaît un biais vail est ajustée suivant un modèle de régression
de sélection qui invalide les résultats des esti- logistique (cf. tableau A en annexe). Dans
mations. D’autre part, ces biais de sélection l’échantillon retenu, les femmes qui déclarent
devraient disparaître si seuls la cohorte d’ap- « ne pas être femme au foyer » sont jeunes, ont
partenance et le niveau d’éducation du chef de un niveau d’éducation élevé, des enfants à
famille sont pris en compte, ces variables étant charge âgés et peu nombreux, ou la génération
par définition plus « stables » que celles relati- du chef de famille est jeune. Aussi les personnes
ves à l’activité. Elles sont utilisées alors comme seules ont-elles davantage de chances d’être acti-
critères de cellulage afin d’agréger les ména- ves. Le fait que l’homme travaille n’apparaît pas
ges. Ainsi, il est possible de réduire les biais significatif. Enfin, la présence, dans le ménage,
d’endogénéité liés à la présence de certaines d’une personne qui perçoit un salaire, autre que le
variables instrumentales (parmi les variables chef de famille ou son conjoint, influe positive-
utilisées pour ajuster la situation dans l’emploi ment sur l’activité féminine.
et le revenu, on trouve les variables d’activité).
En conséquence, la modification des résultats
obtenus sur données agrégées par rapport à La situation dans l’emploi
ceux obtenus sur données individuelles s’inter- et le risque de chômage du ménage
prète comme le symptôme de l’effet des varia-
bles manquantes (contraintes de liquidité, La construction d’une variable de « risque de chô-
information du ménage, etc.). mage » découle d’une deuxième étape (cf. enca-
dré 2). Elle consiste à expliquer la situation dans
Les estimations sont effectuées à partir de la l’emploi du ménage, définie à partir des heures tra-
dépense totale du ménage sur l’année écoulée. vaillées par la personne de référence ou son
Ces dépenses comprennent d’une part, des conjoint, à l’aide de différentes variables socio-
consommations de services et de biens démographiques et de la participation féminine sur
« non durables » et d’autre part, des consom- le marché du travail instrumentée. Par cette procé-
mations « durables » (cf. encadré 1). Les esti- dure, on obtient une variable instrumentée (ajus-
mations sont alors réalisées à partir du ratio de tée) devant refléter le risque de chômage du
la consommation totale sur le revenu courant, ménage, définie comme la situation dans l’emploi,
puis sur le ratio des consommations durables conditionnellement à la participation féminine sur
sur le revenu courant afin d’évaluer les effets le marché du travail et aux autres caractéristiques
relatifs à la durabilité des consommations. En sociodémographiques de la famille (valeur ajustée
effet, le report des consommations peut se faire de la situation dans l’emploi du ménage). La situa-
plus sévèrement pour ce type de dépense, du tion dans l’emploi est donc une variable cons-
fait principalement de la non-séparabilité truite ; elle doit permettre de décrire des situations
temporelle (8). Toutefois, les effets de la non- intermédiaires entre une situation de chômage et
séparabilité sont théoriquement compatibles une situation de travail à temps plein. En effet, des
avec les hypothèses de revenu permanent et situations longues de chômage (un an et plus) sont
d’épargne de précaution (Alessie et Lusardi, beaucoup moins fréquentes aux États-Unis qu’en
1997). France et ont même tendance à diminuer au cours
des années 80 (cf. tableau B et graphique B de
l’encadré 2). Aussi, relativement peu de
Les variables construites
L’instrumentation de la participation féminine, de 8.Lanon-séparabilitétemporelleentrelesconsommationspeut
la situation dans l’emploi du ménage et du revenu provenir de la durabilité des biens : le ménage consomme une
partie seulement de l’investissement en biens durables réalisédisponible rend plus robuste l’évaluation des -
lors des années antérieures. Elle peut aussi découler de
effets de ces variables sur la propension moyenne comportements d’habitudes : la fonction d’utilité est non
à consommer. Trois équations préliminaires séparable dans le temps.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5 83Encadré 2
ANALYSE EMPIRIQUE DE LA SITUATION DANS L’EMPLOI
La situation dans l’emploi du ménage est définie à Pour un modèle exponentiel, l’expression de P
partir des heures travaillées au cours de l’année s’écrit :
écoulée par la personne de référence ou son
conjoint. Si la duréedetravail du ménage est infé- P l exp –al
rieure à un seuil établi en fixant la durée annuelle
« normale » de travail à 1 840 heures par per- Le hasard étant supposé constant, a exprime le
sonne, on suppose qu’au moins une des personnes taux instantané de passage d’une situation d’emploi
du ménage a connu une périodedechômage ou à une situation de non-emploi. On peut alors mon-
d’inactivité au cours de l’année écoulée. Pour une trer que la durée moyenne d’emploi s’écrit :
duréedetravail supérieure ou égale au seuil, la
probabilité d’avoir connu une période de non-emploi E l 1 a
dans l’année sera supposée constante.
Le paramètre a peut alors être calculé directement
La situation dans l’emploi est définie comme une en ajustant les heures travaillées dans le ménage
variable de durée, puisqu’elle doit rendre compte de par rapport aux caractéristiques moyennes de
la durée annuelle chômée. Elle peut alors s’interpré- l’échantillon, et ceci pour chaque annéed’enquête
ter comme résultant d’un processus stochastique (cf. graphique A).
sous-jacent, c’est-à-dire d’un cheminement aléa-
toire faisant passer un individu entre différents états Ce modèle aurait plusieurs limites. Tout d’abord,
(emploi et non-emploi). Ce processus rend ainsi dans un modèle markovien, la probabilité de se
compte des dates de changements d’état d’un indi- situer dans un état à un instant donné dépend à la
vidu, la duréed’un état étant simplement l’écart fois de la probabilité de sortie et de la probabilité
entre la date de début et la date de fin d’un état. d’entrée dans cet état, ceci même si l’on suppose
être à l’état stationnaire (les probabilitésnedépen-
Le modèle de duréeest défini de la manière sui- dent pas du temps). Par conséquent, le calcul du
vante. Soient f la fonction de densité et F la taux instantané de sortie de l’emploi (a)n’est pas
fonction de répartition des heures travaillées dans suffisant et il serait nécessaire d’estimer également
le ménage au cours de l’année. La distribution de le taux instantané d’entrer dans l’emploi (Moffitt,
probabilitéP s’écrit alors : 1993). Sans cela, on retire toute possibilité de
dépendance d’état. On peut reprocher ensuite au
modèle de ne faire aucune différence entre les
situations d’inactivité et de chômage. On supposeP l f u d u 1 F l
aussi que les situations de chômage technique et
l
de chômage par licenciement ont a priori les mê-
mes durées.
oùl est le nombre d’heures travaillées dans le ménage
au cours de l’année. Ainsi définie, P va correspon-
Ceci étant dit, toutes les estimations réalisées, pre-
dre à la probabilité d’une duréed’emploi supérieure
nant pour variable explicative la situation dans
àl , qui est une fonction décroissante de l .
l’emploi, sont accompagnées d’indicatrices relatives
à la participation sur marché du travail (chômage,
Sous la forme dans laquelle on les utilise (cf. enca-
dré 1), les enquêtes ne donnent pas d’indications
sur la succession des états pour les individus inter-
rogés. En conséquence, la fonction de répartition
Graphique A
P doit être interprétée comme la probabilité d’avoir
connu une période de chômage au cours de l’an- Nombre d’heures travaillées dans le ménage
née, mais d’êtreensituationd’emploi en fin
d’année(lors de l’interview). On suppose que cette
probabilité est d’autant plus élevée que la probabi-
lité de transition d’une situation d’emploi à une
situation de non-emploi est faible.
Afin de spécifier la fonction P , on suppose que le
processus sous-jacent est markovien. Le modèle
est alors exponentiel, c’est-à-dire « sans mé-
moire » ; cela signifie qu’à n’importe quelle date, la
probabilité de changer d’état est la même. Ce mo-
dèle suppose un taux de passage constant et ne
permet donc pas de tenir compte de la croissance
ou de la décroissance de la probabilité de transition
d’un état à un autre (reflétant, par exemple, une in-
* Heures ajustées selon les caractéristiques moyennes detensité variabledelarecherche d’emploi ou une
l’échantillon.réticence des employeurs à embaucher des chô-
Source : Consumer Expenditure Survey (CEX).meurs de longue durée).
84 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 324-325, 1999 - 4/5

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