Le chômage au Royaume-Uni : une perspective dynamique

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Aujourd'hui, l'analyse de l'évolution du chômage ne peut se faire sans prendre en compte sa nature essentiellement dynamique qui en fait un état de transition sur le marché de l'emploi. Ainsi, une analyse des caractéristiques du chômage au Royaume-Uni montre que les taux de transition d'un état à un autre (emploi, chômage, non emploi) sur le marché du travail par âge, par sexe et par niveau de formation sont plus proches de ceux de la France que de ceux des États-Unis. Ces résultats vont à l'encontre de l'idée couramment admise selon laquelle les performances obtenues récemment en matière de lutte contre le chômage par le Royaume-Uni seraient la conséquence d'une nouvelle flexibilité du marché de l'emploi qui l'apparenterait aux États-Unis. Celle-ci ne s'explique pas d'ailleurs autant qu'on a bien voulu le dire par le développement des formes d'emploi « atypiques » (temps partiel, intérim, contrats à durée déterminée ou emplois saisonniers) qui ont plutôt moins progressé dans les années 80 et 90 qu'auparavant. En fait, si l'on considère que le rôle du marché de l'emploi est de faciliter l'appariement entre les salariés à la recherche d'un emploi et les emplois à pourvoir, on observe que la plupart des nouveaux appariements se font sans le passage par une période de chômage, mais par des transitions directes d'emploi à emploi. Le chômage apparaît alors comme faisant partie intégrante de la dynamique de réaffectation de la main-d'oeuvre en général.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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COMPARAISONS INTERNATIONALES
Le chômage au Royaume-Uni :
une perspective dynamique
Simon Burgess*
Aujourd’hui, l’analyse de l’évolution du chômage ne peut se faire sans prendre en
compte sa nature essentiellement dynamique qui en fait un état de transition sur le marché
de l’emploi. Ainsi, une analyse des caractéristiques du chômage au Royaume-Uni
montre que les taux de transition d’un état à un autre (emploi, chômage, non-emploi) sur
le marché du travail par âge, par sexe et par niveau de formation sont plus proches de
ceux de la France que de ceux des États-Unis. Ces résultats vont à l’encontre de l’idée
couramment admise selon laquelle les performances obtenues récemment en matière de
lutte contre le chômage par le Royaume-Uni seraient la conséquence d’une nouvelle
flexibilité du marché de l’emploi qui l’apparenterait aux États-Unis. Celle-ci ne
s’explique pas d’ailleurs autant qu’on a bien voulu le dire par le développement des
formes d’emploi « atypiques » (temps partiel, intérim, contrats à durée déterminée ou
emplois saisonniers) qui ont plutôt moins progressé dans les années 80 et 90
qu’auparavant.
En fait, si l’on considère que le rôle du marché de l’emploi est de faciliter l’appariement
entre les salariés à la recherche d’un emploi et les emplois à pourvoir, on observe que la
plupart des nouveaux appariements se font sans le passage par une période de chômage,
mais par des transitions directes d’emploi à emploi. Le chômage apparaît alors comme
faisant partie intégrante de la dynamique de réaffectation de la main-d’œuvre en général.
* Le professeur Simon Burgess appartient à l’université de Bristol, au CEP et au CEPR de Londres.
Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3 117u cours des années passées, le chômage au au Royaume-Uni qu’en France. Mais, au cours des
ARoyaume-Uni a pu faire des envieux dans dernières périodes d’expansion et de récession, le
l’Union européenne (UE). Des ministres du gou- a fait beaucoup mieux et au cours de
vernement Blair et, avant eux, d’autres du gouver- la seconde moitié des années 90, le chômage au
nement Major, ont pu s’estimer en mesure de faire Royaume-Uni et en France ont connu des évolu-
la leçon aux autres pays de l’UE (et, bien sûr au G8) tions divergentes.
sur l’art d’obtenir une économie à faible taux de
chômage. Il n’en a pas toujours été ainsi. En effet, Cet article s’inscrit dans le cadre d’un travail col-
très souvent, depuis 25 ans ou presque, le chômage lectif visant à examiner les problèmes soulevés par
a été plus élevé au Royaume-Uni que dans les au- le chômage en Europe, en général, et le chômage en
tres pays de l’UE ou aux États-Unis (cf. gra- France, en particulier. En effet, il a pour objectif de
phique I). Dans les années 60, le chômage était répondre à certains éléments de l’analyse de
moins élevé dans les pays européens qu’aux Cohen, Lefranc et Saint-Paul (1997), ci-après dési-
États-Unis. À la fin des années 70, la tendance s’est gnés par CLS-P. Le point de vue adopté ici est
inversée et les pays européens ont été confrontés à « dynamique » : observer les mouvements « bruts »
un taux de chômage élevé et persistant. De 1980 à de sorties et d’entrées du chômage en les reliant au
1987, le a progressé nettement plus vite rôle du marché de l’emploi dans le domaine de la
réallocation des emplois et des travailleurs. Beau-
coup de débats autour du chômage portent en effet
sur les individus qui, à un moment donné, se
Graphique I
retrouvent au chômage. Cela concentre les ques-
Taux de chômage au Royaume-Uni, en France
tions de politique économique sur les sorties duet aux États-Unis
chômage : pourquoi les chômeurs ne sont-ils pas
plus nombreux à sortir du chômage et comment
En %
aider davantage de personnes à échapper à cette
15
situation ? Or, si le chômage est régulé par le pro-FranceRoyaume-Uni
cessus joint des entrées et des sorties, il est impor-
tant de comprendre de quelle manière s’effectue
10
États-Unis l’interaction entre ces deux phénomènes.
L’utilisation des résultats de l’enquête sur la popu-5
lation active (Labor Force Survey : LFS), com-
plétée par des données administratives relatives
0 aux demandeurs d’emplois officiellement recen-
1960 1970 1980 1990 2000
sés, permet d’essayer de répondre à ces questions
Source : OCDE. (cf. encadré).
Encadré
L’ENQUÊTE LABOR FORCE SURVEY
Cet article s’appuie principalement sur une enquête sur revenu ne sont posées qu’une seule fois par phase, ce
la population active (Labor Force Survey : LFS), com- qui rend impossible leur analyse longitudinale. Les
plétée par des données administratives relatives aux questions courantes concernant les caractéristiques de
demandeurs d’emplois officiellement recensés. chaque individu, ou la durée de la situation dans laquelle
L’enquête LFS est une enquête de grande envergure se trouve actuellement cette personne sont disponibles.
menée depuis les années 70, bien que n’étant plus que Par ailleurs, quelques questions rétrospectives sont
trimestrielle depuis le milieu des années 90. Environ abordées concernant notamment la situation sur le mar-
100 000 individus sont interrogés chaque trimestre ; par ché de l’emploi l’année précédente à la même époque,
ailleurs, la LFS fournit des étalons de mesure pour pou- ce qui permet de faire un examen comparatif des transi-
voir rapporter les chiffres de l’enquête à la population tions annuelles dans les divers états. Aucune question
globale ; ce sont ces chiffres qui ont été utilisés dans les analogue n’est posée à une fréquence plus rapprochée.
tableaux. Chaque enquête est réalisée sur la base de Toutefois, cet élément du panel de données est exploi-
cinq groupes de personnes. Chaque groupe est inter- table dans l’analyse des changements de situation pour
rogé sur une période de cinq trimestres puis abandonné. un individu donné d’un trimestre à l’autre. Malheureuse-
On obtient ainsi un petit panel de référence pour chaque ment, toute analyse des transitions mensuelles est
enquête, dans la mesure où les personnes concernées impossible, ce qui signifie que toute comparaison
pourront être suivies tout au long des différentes phases directe avec l’analyse de Cohen, Lefranc et Saint-Paul
de l’enquête. Toutefois, les questions concernant le (1997) est impossible.
118 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3Comme dans CLS-P, le chômage est analysé ici individu n’ayant pas d’emploi rémunéré dans la
pour trois groupes d’âge (16-24 ans, 25-49 ans, semaine de référence, qui est en mesure de débu-
50-64 ans) et quatre niveaux d’éducation (faible, ter dans son nouvel emploi dans les deux semai-
moyen, élevé, très élevé), pour les hommes et les nes qui suivent et ayant, soit cherché du travail
femmes. Pour tenir compte des formations propres pendant les quatre dernières semaines, soit atten-
au Royaume-Uni les affectations suivantes ont été dant de démarrer un emploi déjà obtenu ». Mais,
effectuées : certaines données administratives ne sont dispo-
nibles que pour la définition officielle du chômeur
au Royaume-Uni, c’est-à-dire le « demandeur
Faible Sans qualification
d’emploi » qui est défini comme « tout individuMoyenne Certains certificats d’éducation généraux,
brevets ou équivalent demandant à bénéficier des allocations chômage
Élevée Baccalauréats : formation en apprentissage auprès de l’Agence nationale pour l’emploi, le
dans ou hors compagnonnage, formations
jour du décompte mensuel et affirmant qu’au jourd’infirmières ou d’enseignants, etc.
dit, il est sans emploi et qu’il répond aux condi-Très élevée Diplôme universitaire
tions d’attribution des allocations de chômage. »
(cf. Employment Gazette de septembre 1995,
tableau 7.5 pour une analyse de la différence, à
Assurer une comparabilité des résultats cette date, entre ces deux critères).
La population se répartit dans les catégories défi-
Taux de chômagenies par ces groupes d’âge et ces niveaux d’éduca-
tion (cf. tableau 1). Ces chiffres peuvent être et taux de non-emploi
comparés aux données américaines (voir CLS-P,
tableau 1). En ce qui concerne la distribution des Au cours du premier trimestre 1995, il y avait 2,5
qualifications, les chiffres sont sensiblement millions de chômeurs en Royaume-Uni, selon la
identiques, exceptée la proportion plus impor- définition du BIT, soit 8,8 % de la population
tante d’Américains titulaires de qualifications de active. Le taux de chômage diminue en fonction
niveau universitaire. La comparaison avec la des qualifications pour les hommes comme pour
France donne un résultat plutôt surprenant compte les femmes (cf. tableau 2). La qualification « très
tenu des réputations respectives des deux systè- élevée » pour les groupes d’âge les plus jeunes
mes scolaires, même s’il est difficile de comparer concerne cependant des échantillons de faible
les contenus réels de qualifications mesurées par taille, ce qui peut expliquer le résultat plutôt sur-
le niveau de formation (cf. tableau 1) : 23 % de la prenant de taux de chômage assez élevés (13 %
population britannique appartiennent à la caté- pour les hommes, 6,7 % pour les femmes). Le
gorie des faibles qualifications contre 36 % en chômage diminue également en fonction de l’âge
France (voir CLS-P, tableau 1). En revanche, la pour les personnes ayant des qualifications faibles
répartition par âge est quasi identique dans les à moyennes, mais présente une courbe en U pour
deux pays : 18 % pour les plus jeunes, environ les catégories ayant un niveau d’éducation supé-
60 % dans la catégorie intermédiaire et 20 % pour rieur. Le taux de chômage est plus faible pour les
les plus âgés. femmes que pour les hommes et varie moins
d’une catégorie d’éducation à l’autre. Sans aucun
Toutefois, dans ces comparaisons, la définition du doute, les qualifications ont un impact moins fort
chômeur peut varier d’un pays à l’autre et peut sur le taux de chômage des femmes de moins de
poser problème. La définition usuelle standard du 25 ans que pour les hommes. Ainsi, dans la caté-
BIT est retenue ici pour la majeure partie de l’ana- gorie d’âge moyen, le chômage des femmes de la
lyse : est considéré comme chômeur « tout catégorie des « faibles qualifications » est une fois
Tableau 1
Principales caractéristiques en 1995 de la population retenue
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation Total
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 1,6 4,6 4,0 1,4 6,6 4,5 22,7
Moyen 4,5 11,8 4,7 4,8 13,1 3,2 42,1
Élevé 3,0 8,4 2,3 2,5 6,3 1,5 24,0
Très élevé 0,5 5,0 1,4 0,5 3,3 0,5 11,2
Total 9,6 29,8 12,4 9,2 29,3 9,7 100,0
Source : LFS 1995.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3 119et demie plus important que dans la catégorie 15 % dans les niveaux d’aptitude « faible » et
« élevée » et deux fois plus important que dans la « moyen » contre environ 10 % dans les deux
catégorie « très élevée ». Les mêmes chiffres pour catégories les plus élevées.
les hommes sont respectivement trois fois et cinq
fois et demie plus importants.
Les flux d’entrée et de sortie du chômage
Si on compare ces chiffres aux taux de chômage
différencié selon les mêmes critères pour les Cependant, être au chômage n’est pas une situa-
États-Unis (voir CLS-P, tableau 2), les taux de chô- tion statique : les flux d’entrée et de sortie du
mage des femmes sont similaires dans les deux chômage sont considérables. Ainsi, au
pays et légèrement inférieurs au Royaume-Uni Royaume-Uni, environ un million de personnes
pour la qualification « faible ». Pour les hommes, se retrouvent au chômage et autant en sortent au
les taux de chômage pour les plus faibles qualifica- cours d’un trimestre. Depuis 20 ans, les écono-
tions sont plus élevés au Royaume-Uni, et ce dans mistes ont donc adopté une approche dynamique
des proportions assez importantes. Pour les jeunes du chômage. La modélisation des flux des
gens, l’écart est relativement uniforme entre tous entrées et des sorties du chômage offre une
les taux de chômage, quel que soit le niveau de méthode alternative d’examen de l’évolution du
formation. chômage.
À titre comparatif, les taux de non-emploi, Prenons un exemple pour comprendre cette ana-
c’est-à-dire le chômage et l’inactivité, présen- lyse. Supposons qu’un salarié soit confronté à un
tent un grand intérêt pour les catégories d’âge risque de se retrouver au chômage au cours d’une
moyen, dans la mesure où ilyade fortes chan- période donnée égale à i et que chaque chômeur1
ces que ces taux de participation pour les jeunes bénéficie d’une chance x de retrouver un emploi au
et les personnes âgées dépendent à la fois de cours d’une période donnée. On obtiendrait une
l’éducation et des systèmes de retraite. Les taux évolution du stock de chômage correspondant à la
de non-emploi sont, et c’est étonnant, élevés formule suivante :
pour les « faibles » qualifications (cf. tableau 3).
Là encore, la comparaison avec la France et les du/dt = i(l - u) - xu.
États-Unis est pertinente. Le chiffre de 33 %
pour les hommes âgés de 25-49 ans au Le point stationnaire de cette équation donne un
Royaume-Uni peut être comparé aux 14 % de la équilibre :
France et aux 25 % des États-Unis (voir CLS-P,
tableau 3). L’écart entre les taux de non-partici- ue = i/(i + x),
pation des hommes et celui des femmes varie
légèrement en fonction des niveaux d’éducation, où ue = l/(l + x/i).
Tableau 2
erTaux de chômage selon l’âge et le niveau d’éducation au 1 trimestre 1995
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 19,8 16,6 7,1 11,2 5,7 2,6
Moyen 14,2 8,5 6,3 8,4 5,0 2,7
Élevé 8,7 5,6 7,7 5,5 3,7 3,0
Très élevé 13,0 3,0 4,3 6,7 2,9 2,5
Source : LFS 1995.
Tableau 3
erTaux de non-emploi selon l’âge et le niveau d’éducation au 1 trimestre 1995
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 55,7 33,0 46,0 70,9 47,9 44,0
Moyen 33,5 14,3 32,5 38,0 29,9 30,5
Élevé 39,4 9,9 27,6 41,1 20,5 27,1
Très élevé 29,1 5,3 25,1 23,2 14,3 19,5
Source : LFS 1995.
120 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3D’où l’intérêt d’étudier les flux des entrées et des figurent pas dans de telles données. À l’inverse, les
sorties du chômage. données administratives ou l’échantillonnage de
flux individuels (consistant, par exemple, à prendre
Cette problématique présente deux aspects : un échantillon du flux des entrées dans le chômage,
d’une part, les différences constatées dans le par opposition à un échantillon de chômeurs) sont
chômage d’un pays à l’autre pourraient être liées plus susceptibles d’englober toutes les transitions.
à des différences dans les probabilités d’entrée Étant donné qu’en l’occurrence la source première
ou dans les probabilités de sortie, voire dans les est ici une enquête sur des individus, il y a davan-
deux. Un taux de chômage élevé peut être lié à tage de périodes d’emploi longues que ce ne serait
une « instabilité de l’emploi » (un problème le cas pour des données administratives ou des
d’entrée) ou « au chômage longue durée » (un enquêtes sur les entreprises.
problème de sortie). D’autre part, deux pays pré-
sentant un taux de chômage similaire peuvent, Les transitions entre emploi et chômage sont envi-
néanmoins, avoir des valeurs très différentes sagées dans la même optique que celle retenue par
pour x/i et des expériences très en CLS-P. Les flux entre emploi et chômage sont
matière de chômage. Les pays à x élevé/i élevé représentés par des taux, le nombre de mouve-
présenteront des marchés de l’emploi fluides (ou ments d’entrées et de sorties étant rapporté à la
« peu stables »), où les individus passeront fré- population concernée. Remarquons qu’il ne s’agit
quemment de l’état de salarié à celui de chô- ni d’entrées ni de sorties du chômage, car des flux
meur (1). Les pays à x faible/i faible présenteront importants existent aussi entre le chômage et
une stabilité bien supérieure ou une sclérose du l’inactivité économique, ni de cessations d’emplois
marché du travail. La distinction entre les deux (par exemple par démission) ou d’embauches dans
populations que sont les « salariés » et les « chô- la mesure où de nombreux individus passent direc-
meurs » est bien plus marquée, avec un fort senti- tement d’un emploi à l’autre. Faire des évaluations
ment d’appartenance, respectivement à la à partir de l’un ou l’autre de ces deux derniers
catégorie des insiders et à celle des outsiders (2). concepts aboutirait à des chiffres supérieurs à ceux
qui sont présentés ici. Cette analyse sera complétée
On peut penser que cette situation est typique de la par un examen des données d’inscription au chô-
situation que connaissent les États-Unis et les pays mage.
de l’Union européenne. Les ont la répu-
tation d’avoir un marché de l’emploi très fluide
Des entrées au chômage plus élevéesavec des taux de flux d’entrées et de sorties très éle-
vés. À l’inverse, l’Europe est souvent décrite pour les jeunes…
comme ayant des marchés de l’emploi sclérosés,
avec de faibles flux de travailleurs. Or, comme on Les flux trimestriels de l’emploi vers le chômage
peut s’y attendre, la réalité est un peu plus (les « entrées ») sont élevés, en particulier chez les
complexe. En effet, de récentes études ont montré jeunes (cf. tableau 4). Les taux d’entrée pour les
que les niveaux de rotation d’emploi bruts étaient jeunes gens sont trois fois supérieurs à ceux des
comparativement identiques pour certains pays hommes d’âge moyen ou plus âgés. Alors que chez
européens (OCDE, 1995 ; Contini et al., 1994). Les les jeunes les taux d’entrée diffèrent selon le niveau
flux bruts de travailleurs sont vraisemblablement d’aptitude pour ceux âgés de plus de 25 ans, les dif-
moins importants en Europe qu’aux États-Unis, férences dans le niveau de qualification semblent
mais en aucun cas la mobilité n’est faible en termes n’avoir qu’un impact limité sur la probabilité
absolus (Burda et Wyplosz, 1994). d’entrée. Ainsi, le taux d’entrée pour les femmes
Les transitions sur le marché de l’emploi
1. Il convient d’établir une distinction entre flux d’entrée et inci-
dence : le groupe d’individu concerné par le chômage peut êtreL’information relative aux transitions sur le mar-
beaucoup moins nombreux qu’un simple produit des taux
ché de l’emploi provient de plusieurs sources. La d’entrée au cours d’une vie et que ne peuvent le suggérer les
actifs, simplement parce que certaines personnes se retrouverontdifférence essentielle entre sources est liée au fait
très souvent au chômage, alors que d’autres ne connaîtront
qu’elles portent soit sur des moyennes concernant
jamais une telle situation (autrement dit, l’hétérogénéité indivi-
les individus, soit sur des les duelle est considérable).
2. Bien sûr, cela ne signifie pas pour autant que la répartition duintervalles entre deux périodes d’emploi
chômage parmi les personnes sera nécessairement si différente
c’est-à-dire les transitions. Or, effectuer des calculs que cela dans les deux pays. Il se peut que cela soit le cas, mais si
dans le pays à i élevé/x élevé, c’est effectivement la même caté-à partir d’informations individuelles aboutit à des
gorie de personnes qui ne cesse d’entrer ou de sortir du chômage,
taux de transition plus faibles : de nombreuses tran- alors la répartition du chômage au cours d’une vie sera sensible-
ment la même dans les deux pays.sitions s’effectuant sur des périodes courtes ne
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3 121très qualifiées est de 0,78 %, alors qu’il est de de vue, la situation au Royaume-Uni est plus
0,90 % pour les femmes faiblement qualifiées ; les proche de celle de la France que de celle des
chiffres pour les hommes sont respectivement de États-Unis (cf. tableaux 4 et 5). Ainsi pour les plus
0,98 % et de 2,03 %. En général, les taux d’entrée jeunes, le rapport entre l’intensité du flux d’entrée
des hommes sont supérieurs à ceux des femmes, au chômage des catégories à faibles aptitudes à
même si la différence reste peu importante. celle des catégories à très forte éducation, est pour
les hommes de 1,8 (France), 4,3 (États-Unis) et 2,1
(Royaume-Uni), alors que pour les femmes, il est
… mais des sorties plus rapides respectivement de 2,2 ; 2,8 et 1,2. On retiendra que
la variation entre les catégories d’âge est très
Comme le montrent les nombreuses études consa- importante au Royaume-Uni, approchant les
crées à la durée du chômage, les flux trimestriels du valeurs des données françaises.
chômage vers l’emploi (le « flux de sortie »)
indiquent que les jeunes ont de meilleures chances Toutefois, la comparaison des niveaux de flux ne
de sortir du chômage que les travailleurs plus âgés. peut se faire directement dans la mesure où les don-
Le groupe le plus âgé a même les chances les plus nées du Royaume-Uni sont trimestrielles alors que
faibles (cf. tableau 5). Les flux de sorties augmen- celles de la France et des États-Unis sont mensuel-
tent généralement en fonction des aptitudes, et les. Il faut alors déterminer un coefficient permet-
sont, en général, supérieurs chez les femmes. Glo- tant de comparer les deux types de données. L’une
balement, les chiffres ne semblent pas très élevés. des manières de résoudre ce problème consiste à
Cela tient, en partie, à la nature de l’étude : prendre considérer l’emploi (E) et le chômage (C) comme
un échantillon d’individus sur une population fait un processus discret à deux états (3). Supposons
courir le risque de ne pas prendre en compte un cer- que l’unité de temps soit le mois, que p soit la pro-
tain nombre de transitions qui ont lieu sur des inter- babilité mensuelle de transition d’une période
valles de temps très courts. d’emploi vers une période de chômage et que q soit
la probabilité de la transition inverse. La question
est alors la suivante : étant donné la structure dyna-
Le Royaume-Uni plus proche mique de l’emploi, quelle est la probabilité de
de la France que des États-Unis retrouver au chômage trois mois plus tard un indi-
vidu occupant initialement un emploi ? Et plus pré-
cisément encore quel est le rapport entre le chiffreOn peut comparer ces chiffres à ceux trouvés pour
ainsi obtenu et p ? Il y a quatre cheminementsles États-Unis et la France par CLS-P. Pour la
France, les flux diffèrent davantage entre catégo-
ries d’âge qu’à l’intérieur d’une même catégorie
alors que pour les États-Unis, ils diffèrent davan- 3. Remarquons bien que cela oblige à ignorer une troisième situa-
tion, celle de la « sortie de la vie active ».tage dans une même catégorie d’âge. De ce point
Tableau 4
Flux trimestriels de l’emploi vers le chômage en 1995
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 6,1 2,0 1,3 5,4 0,9 0,3
Moyen 4,3 1,5 1,5 2,6 1,1 0,5
Élevé 2,6 1,2 1,9 1,4 0,8 0,8
Très élevé 1,3 1,0 0,9 3,8 0,8 1,0
Source : LFS 1995.
Tableau 5
Flux trimestriels du chômage vers le chômage en 1995
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 14,1 10,5 8,6 19,6 12,3 11,1
Moyen 31,9 19,8 11,4 27,9 20,1 18,4
Élevé 32,6 24,8 13,8 32,3 26,8 15,6
Très élevé 36,5 26,1 20,4 51,0 31,8 14,5
Source : LFS 1995.
122 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3conduisant de E à C sur trois périodes : EEEC, exceptionnelle dans le contexte du Royaume-Uni.
EECC, ECCC, ECEC. Malgré tout, les définitions retenues pour les flux
sont importantes : au Royaume-Uni, ils correspon-
dent à des flux de l’emploi vers le chômage (et viceLa probabilité combinée de ces périodes π est égale
versa) et non à des entrées en chômage ou à des sor-à :
ties de et vers l’inactivité. Mais au total, la simili-
2 2 tude des chiffres entre la France et le Royaume-Uni(1 – p) p + (1 – p)p(1 – q) + p(1 – q) + pqp
et la différence de ces mêmes chiffres avec les
États-Unis sont remarquables.Le ratio intéressant est donc :
2 Toutefois, ces résultats sur les transitionsπ/p = 3(1 - (p + q)) + (p + q)
annuelles ne constituent que de simples indica-
tions quant à la destination des personnes d’uneRemarquons que si q=1–p, c’est-à-dire que la
année sur l’autre à partir d’une entrevue initiale,probabilité de se retrouver au chômage est la même
et non une mesure brute de ces flux (cf. tableaux(ici p) pour deux salariés dont l’un serait initiale-
7 et 8). Les taux annuels correspondent environment au chômage et l’autre initialement en emploi,
à deux fois le niveau des taux trimestriels. Laalors π/p=1. De la même façon, la probabilité
majeure partie des résultats pour les taux tri-d’être en emploi la période suivante ne dépend pas
mestriels vaut également pour les taux annuels.non plus de l’état initial (elle vaut indistinctement
La probabilité de passer de l’emploi au chô-1–p). Si on accepte les hypothèses à la base de cet
mage est plus forte chez les jeunes et chez lesexercice, pour l’essentiel la non-hétérogénéité, la
moins qualifiés. Le taux d’entrée est, et c’estnon-dépendance à la durée des probabilités de tran-
typique, plus faible chez les femmes. Les transi-sition et la non-existence d’une tierce possibilité
tions du chômage vers l’emploi se situent, pourqui serait la sortie de la population active, on peut
l’essentiel, dans une fourchette comprise entreutiliser ce paramètre et les estimations de transition
30 et 50 %, augmentant généralement en fonc-mensuelle établies par CLS-P pour p et q afin de
tion du niveau de qualification et diminuantcalculer les taux de transition trimestriels pour la
avec l’âge.France et les États-Unis (cf. tableau 6) (4).
Les taux de transition au Royaume-Uni sont plus
L’apport des donnéesproches de ceux de la France que de ceux des
d’inscription au chômageÉtats-Unis. En effet, les taux du Royaume-Uni sont
légèrement inférieurs à ceux de la France. Cepen-
Les données de l’enquête LFS montrent donc quedant, au vu des hypothèses posées, il est peu pro-
la probabilité d’être salarié aujourd’hui pourbable que ce résultat soit robuste. Étant donné le
quelqu’un qui a été au chômage ilyaunanestcaractère cyclique des flux, il est intéressant de
d’environ 40 %. Remarquons encore une fois quevérifier la représentativité des données choisies.
cela ne revient pas pour autant à dire que 60 % desAu Royaume-Uni, au printemps 1995, la moyenne
épisodes de chômage ont une durée supérieure àmensuelle des entrées des nouveaux bénéficiaires
un an. En effet, les données d’inscription aud’une allocation chômage (cf. infra) était de
272 270, alors que la moyenne de la décennie pré-
cédente était de 311 600, la différence correspon-
dant à moins d’un écart-type. Cette période 4. Les valeurs π/p ont été arrondies à 2,75 pour la France et 2,1
pour les États-Unis.n’apparaît donc pas comme une
Tableau 6
Taux de transition trimestriels en 1995
En %
Taux d’entrée Taux de sortie
Royaume- Royaume-
France États-Unis France États-Unis
Uni Uni
Niveau Hommes 1,3 4,9 1,5 21,6 66,9 19,8
25-49 ans d’éducation
Femmes 2,2 6,5 1,1 19,7 57,1 20,1moyen
Niveau Hommes 8,7 22,0 6,1 22,2 53,6 14,1
16-24 ans d’éducation
Femmes 8,1 27,7 5,4 19,0 48,6 19,6faible
Source : LFS 1995 pour le Royaume-Uni et calculs de l’auteur à partir des résultats « mensuels » de CLS-P pour la France et les États-Unis.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3 123chômage (5) permettent de constater que seulement longitudinales ou d’informations rétrospectives,
38 % des périodes de chômage en cours en avril bien que ces dernières soient, en général, plutôt de
1995 avaient duré plus d’un an, 27,8 % pour les fem- qualité douteuse si elles se réfèrent à de longues
mes et 40,3 % pour les hommes (6). Les mêmes périodes antérieures. Or, bien que l’enquête LFS
données montrent également un effet de l’âge sem- contienne des informations de type panel, celles-ci
blable à celui déduit des données de l’enquête uti- sont insuffisantes pour permettre une analyse perti-
lisée, mais avec davantage de périodes de courte nente de la répétition des périodes.
durée (cf. tableau 9).
Quoi qu’il en soit, les données concernant les ins-
Les données d’inscription au chômage peuvent criptions au chômage permettent de progresser.
également fournir quelques indications sur les flux Les données de la cohorte « JUVOS » (8) peuvent
bruts de chômage. Elles incluent les périodes de être utilisées pour examiner l’histoire des bénéfi-
courte durée qui font défaut aux données de ciaires des allocations quand ils entrent en chô-
l’enquête. Au printemps 1995 (définition LFS :de mage. Ces données ne sont pas affectées par les
mars à mai), plus d’un million de personnes ont difficultés de la mémorisation dans la mesure où
quitté les statistiques de demandeurs d’emploi dont elles sont plutôt de type administratif et non pas
715 000 hommes et 291 000 femmes (7). 30 % de fondées sur la mémoire des individus.
ces personnes étaient des hommes de moins de 25
ans (40 % des femmes) et 62 % des hommes (55 % Ainsi, 46 % des hommes ont été au chômage trois
des femmes) âgés de 25 à 54 ans. Le nombre de fois ou plus dans le passé avant de se retrouver à
personnes devenues chômeurs est, quant à lui, sen- nouveau au chômage au printemps 1995 (cf.
siblement identique. tableau 10). Seuls 20 % d’entre eux n’avaient
jamais été au chômage (et fait au préalable de
demande d’allocations). La probabilité de connaître
Les transitions répétées vers le chômage des périodes de chômage à répétition est plus forte
dans les régions du pays qui connaissent une dépres-
Une des caractérisations majeures du chômage est sion (par exemple le Nord de l’Angleterre) que dans
de savoir si l’expérience de la perte d’emploi est
diffuse ou, au contraire, concentrée. Si les données
d’inscription montrent que les flux d’entrées et de
5. En dépit d’une définition différente du chômage : la base étant
sorties du chômage sont très élevés, cela n’a les bénéficiaires d’une allocation chômage.
6. Source : Employment Gazette, septembre 1995, tableau 2.8.aucune implication directe sur le nombre de
7. Source : Employment Gazette, septembre 1995, tableau 2.19
personnes qui font l’expérience du chômage, dès et 2.20.
8. « JUVOS » est une base de données longitudinales d’un échan-lors que les fréquences individuelles des transi-
tillon de 5 % des demandes informatisées d’allocations de chô-
tions sont hétérogènes. Mais, pour pouvoir
mage, constituées pour étudier la dynamique, à long terme, du
conclure, il est nécessaire de disposer de données marché de l’emploi.
Tableau 7
Flux annuels de l’emploi vers le chômage en 1995
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 11,9 5,2 2,7 9,2 1,8 1,6
Moyen 8,5 3,2 2,8 4,2 2,1 1,3
Élevé 6,1 2,1 4,0 2,7 1,4 1,1
Très élevé 3,1 1,4 2,2 1,1 1,3 0,8
Source : LFS 1995.
Tableau 8
Flux annuels du chômage vers l’emploi en 1995
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 32,5 20,9 15,6 37,2 30,6 26,0
Moyen 46,7 38,4 27,1 48,6 44,5 32,1
Élevé 48,8 41,8 36,4 51,9 43,5 31,7
Très élevé 59,1 52,8 35,9 78,4 59,5 22,6
Source : LFS 1995.
124 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3les régions prospères (le Sud-Est). Pour les fem- Les liens entre flux de l’emploi
mes, les périodes de répétition paraissent moins et flux de chômage
probables ; cela pourrait s’expliquer, en partie, par
un taux de sortie de la population active plus élevé. Les flux entre l’emploi et le chômage ne sont
qu’un seul des flux de travailleurs sur le marché
Ces données ne sont publiées que depuis 1995, de l’emploi. L’une des façons d’envisager les flux
mais en en examinant l’évolution, même sur une de chômage consiste à les replacer dans le
courte période, il semble que, lorsque la durée du contexte de tous les flux bruts de travailleurs.
chômage est plus faible, la proportion de nouveaux L’un des rôles des marchés de l’emploi est de
demandeurs d’emploi n’ayant connu auparavant gérer les évolutions. Tous les secteurs de l’éco-
aucune période de chômage est elle aussi plus nomie créent en permanence de nouveaux
faible (17 % pour les hommes et 33 % pour les fem- emplois tout en en supprimant. Les salariés per-
mes au cours du trimestre qui s’achevait en juillet dent leur emploi et recherchent de nouveaux
1997 alors que le chômage était de 5,6 %) et la pro- employeurs ; de nouvelles opportunités d’emploi
portion de trois périodes ou plus est, quant à elle, voient le jour et de des postes de travail devien-
plus forte (54 % pour les hommes et 18 % pour les nent vacants. Une tâche essentielle du marché de
femmes). l’emploi est de faciliter les appariements entre les
salariés à la recherche d’un emploi et les emplois
Ces données permettent également d’analyser qu’il faut pourvoir avec de nouveaux salariés.
la fréquence de ces périodes de chômage. Il Ainsi, chaque année, 8 millions de personnes sont
semble que parmi ceux, et ils sont la majorité, embauchées dans un nouvel emploi et environ
qui connaissent des périodes à répétition, ces autant d’appariements salarié-emploi se dénouent.
périodes sont plutôt rapprochées les unes des
autres. Environ la moitié des nouvelles périodes Or, et c’est aujourd’hui une réalité bien établie,
ont démarré dans les six mois suivant la fin de la seule une fraction de ces réallocations s’effectuent à
période précédente (cf. tableau 11). Les pério- partir d’une situation de chômage. Les flux directs
des de chômage sont donc relativement rappro- d’un emploi à un autre sont très importants. En effet,
chées. La plupart de ceux qui se retrouvent au avec environ 8 millions d’embauches et approxima-
chômage l’ont été auparavant et relativement tivement 4 millions de sorties de chômage par an
récemment. En période de conjoncture favo- (Burgess, 1993), la moitié seulement de toutes les
rable, il y a même davantage de périodes de chô- réallocations de salariés se produirait après une
mage impliquant des personnes qui sont période intermédiaire de chômage. D’où l’intérêt
souvent au chômage (9). d’examiner les flux du chômage vers l’emploi dans
le contexte des flux totaux vers l’emploi.
Tableau 9
Pour ce faire, les « nouveaux appariements » sont
Proportion de périodes de chômage en cours
définis ici comme ceux qui, au moment deen avril 1995 et ayant duré plus d’un an
En % l’enquête, existent depuis moins de trois mois.
L’enquête LFS donne des informations sur la duréeGroupes d’âge
passée dans un emploi et il est alors possible de50 ans
18-24 ans 25-49 ans
et plus ventiler les observations par sexe, âge et niveau
Hommes 27 44 48
Femmes 20 29 44
Ensemble 25 41 47
Source : Employment Gazette, septembre 1995, tableau 2.5. 9. Ces résultats correspondent à ceux de l’OCDE (1997).
Tableau 10
Demandes d’allocations pendant le trimestre se terminant en avril 1995
par rapport au nombre de demandes précédentes
En %
Demande d’allocations
01234 5 et plus
Royaume-Uni 25 20 15 11 8 21
(Nord de l’Angleterre) 21 18 14 11 8 28
(Sud-Est de l’Angleterre) 27 21 15 11 8 17
Hommes 20 18 15 12 9 25
Femmes 35 24 15 9 6 11
Source : Employment Gazette, septembre 1995, tableau 2.22.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3 125
d’éducation (cf. tableau 12). Il s’agit là d’un En ce qui concerne les nouveaux emplois consti-
niveau d’appréciation différent de la rotation des tués par l’embauche soit d’un chômeur soit d’un
salariés. inactif, l’influence de l’âge est bien celle attendue
mais elle est moins marquée quand la qualification
Une grande proportion des appariements est carac- s’accroît (cf. tableau 14). Cependant, au total, la
térisée, au moment de l’enquête, par une ancien- plupart des réallocations de salariés s’opère par
neté inférieure à trois mois (cf. tableau 12). C’est passage d’un emploi à un autre sans que n’inter-
particulièrement vrai pour les jeunes, hommes et vienne une période de chômage. Le même exercice
femmes. Une fois encore, les principales différen- réalisé pour une fréquence annuelle donne, pour
ces se situent plutôt entre les différentes catégories l’essentiel, des résultats identiques.
d’âge plutôt qu’entre qualifications. Environ un
cinquième des jeunes, hommes et femmes, occu-
Le chômage : un sas pourpent leur emploi depuis moins de trois mois, contre
8 % de la catégorie d’âge moyen. les réaffections de salariés ?
Cette analyse peut être prolongée en étudiant, pour Ces résultats suggèrent une approche différente des
les sous-échantillons retenus, la proportion des flux de chômage. La plupart des réaffectations de
emplois nouveaux pourvus par l’embauche d’un salariés se produisant par des transitions directes
chômeur (cf. tableau 13). Certaines des cellules d’emploi à emploi, comment se fait-il que certaines
individuelles sont très petites si bien que les totaux personnes changent d’emploi en passant par le chô-
par catégorie d’âge et de qualification sont proba- mage ? Si nous considérons le chômage comme
blement plus fiables. En moyenne, à cette date, une activité de réaffectation, c’est la théorie de
seulement un cinquième des appariements corres- recherche d’emploi (job search) qui sera pertinente
pondant à de nouveaux emplois s’est fait via le pour rendre compte des décisions individuelles
chômage. Autrement dit, la plupart des nouveaux (Burgess, 1987). Ce ne serait pas le cas si le chô-
appariements ont eu lieu sans passage par une mage devait être relié exclusivement à une théorie
période de chômage. Cependant et d’une manière de l’offre de travail où l’arbitrage travail-loisir
générale, une période de chômage est davantage serait le mécanisme fondamental. Il convient de
probable lorsque le niveau de qualification est retenir que la dynamique du chômage fait partie
faible, que l’individu est âgé et qu’il s’agit d’un intégrante de la de réaffectation de la
homme. Mais ce ratio n’est pas caractérisé par une main-d’œuvre en général. Dans la mesure où la
grande variance. réaffectation des salariés est bénéfique à l’éco-
nomie, on doit alors analyser le processus qui fait
que certaines réaffectations passent par le chômage
et essayer de comprendre les raisons de certaines
insuffisances de ce processus.
Tableau 11
Demandes d’allocations pendant le trimestre
se terminant en avril 1995 par intervalle Les formes d’emplois « atypiques »
en semaines entre la demande actuelle
n’ont pas contribué autant qu’il aet la demande précédente
En % pu être dit à la flexibilité
Nombre de semaines
Une idée communément admise est de percevoir la0-26 27-52 53 et plus
flexibilité du marché de l’emploi au Royaume-UniHommes 53 19 29
Femmes 48 17 33 comme la conséquence, en particulier, de l’aug-
Ensemble 52 17 31 mentation considérable des formes d’emploi atypi-
Source : Employment Gazette, Septembre1995, table 2.23. ques. Si la forme « standard » de l’emploi est
Tableau 12
Part des salariés dont la durée d’emploi est inférieure ou égale à trois mois
En %
Hommes Femmes
Niveau d’éducation
16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans 16-24 ans 25-49 ans 50-64 ans
Faible 30,0 10,9 7,6 31,3 8,0 4,1
Moyen 18,6 8,1 7,7 16,8 8,3 7,0
Élevé 18,8 7,7 8,5 21,7 8,0 5,7
Très élevé 22,9 6,7 7,3 24,7 7,2 4,3
Source : LFS 1995.
126 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 332-333, 2000-2/3

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