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CERDI, Etudes et Documents, E 2000.22

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Document de travail de la sérieEtudes et Documents

E 2000.22

Analyse des divergences de chômage entre les paysen transition post-communistes

Ariane TICHIT

Octobre 2000, 24 p.


ANALYSE DES DIVERGENCES DE CHOMAGE ENTRE LES PAYS

EN TRANSITION POST-COMMUNISTES

par

Ariane TICHIT1

CERDI, Université de Clermont 163-65 Bd F.Mitterrand - 63000 Clermont-Ferrand

etROSES-MSE, Université de Paris 1

106-112 Bd de l’hôpital - 75647 Paris Cedex 13

[email protected]

Octobre 2000

Résumé Un phénomène nouveau lié à la transition vers l’économie de marché dans les pays post-

communistes est la présence de chômage déclaré. Les statistiques officielles montrent que les taux dechômage dans les PECO (Pays d’Europe Centrale et Orientale) se situent à des niveaux comparables,voire supérieurs à ceux des pays d’Europe de l’Ouest, alors qu’ils restent à des taux faibles (souventinférieurs à 6%) dans les NEI (Nouveaux Etats Indépendants issus de l’ex-URSS). Le but de l’article estainsi d’étudier quels sont les facteurs macro-économiques à l’origine de telles divergences. L’analyseest constituée d’une estimation économétrique sur données de panel portant sur la période 1991/1992-1996. Les résultats amènent à conclure en premier lieu que les variables influençant le chômage sontradicalement différentes entre les PECO et les NEI. En particulier, l’existence d’une courbe de Phillipsest rejetée dans les deux régions, alors que la loi d’Okun n’est retrouvée que dans les PECO, lechômage étant déconnecté de l’évolution de l’activité dans les NEI. D’autre part, l’effet net del’avancée dans les réformes sur le chômage n’est pas clairement tranché dans les PECO, et n’apparaîtpas être un facteur significatif en ex-URSS. Ainsi, l’idée selon laquelle les libéralisations engendrentune poussée du chômage n’est pas confortée par les résultats du présent article.

SummaryThe economic transition in post-communist countries generated a new phenomenon: open

unemployment. Since the beginning of the reforms, the official unemployment rates have been very highin the CEECs (Central and Eastern European Countries), compared to the NIS (New Independent Statesfrom the Former Soviet Union), where they have stayed at a rate lower than 6%. This article analysesthe macro-economic factors responsible for such a divergence in official unemployment rates. The studyconsist in an econometric estimation of unemployment rates, using panel data on 1991/1992-1996. Thefirst result is that the significant variables are different in the CEECs and in the FSU. In particular, aPhillips curve is rejected in both of groups, as the Okun’s law is valid in the CEECs, but not in the FSU.Moreover, the impact of the reforms is not clear-cut in the CEECS, and is not significant in the FSU.Therefore, the idea that the liberalisations generate unemployment is not comforted by the results of thispaper. 1 Je tiens à remercier Jan Fidrmuc et Mathilde Maurel pour leurs suggestions et leurs conseils, ainsi qu’un rapporteur anonymepour ses remarques enrichissantes. Toute erreur reste bien évidemment ma seule responsabilité.


3

Introduction

Depuis 1989 et la chute du mur de Berlin, les Pays d’Europe Centrale et Orientale(PECO)2 ainsi que les Nouveaux Etats Indépendants issus de l’éclatement de l’URSS (NEI)3 ontmis en place un ensemble de mesures structurelles complexes, visant à transformer leuréconomie socialiste planifiée en une économie capitaliste de marché. Lors de l’amorce despremières réformes, tous les pays ont connu d’importants désordres macro-économiques:contraction du PIB, inflation et émergence de chômage. Cependant, sur le chemin de latransition, les évolutions économiques divergent de manière significative entre les PECO et l’ex-URSS. En effet, il apparaît que globalement les PECO ont renoué avec la croissance 2 ou 3 ansaprès le début du changement systémique, ont rapidement contrôlé leur niveau d’inflation etsemblent actuellement en bonne voie de réussir leur conversion en économies capitalistes demarché. A l’opposé, les anciennes Républiques ont connu des crises plus longues (environ 4-5ans)4, ont eu plus de difficulté à réduire leur inflation et la stabilisation macro-économique estloin d’être achevée. En revanche, l’évolution des taux de chômage semble paradoxalement allerà contre courant des performances économiques. En effet, ils ont augmenté très rapidement dansles PECO, se stabilisant autour de 14-16%, alors qu’ils ont progressé beaucoup plus lentementdans les NEI, atteignant à peine 6% en moyenne, comme ceci apparaît sur le graphique suivant :

Graphique 1 : Évolution des taux de chômage au cours de la transition

0,00

2,00

4,00

6,00

8,00

10,00

12,00

14,00

16,00

t0 t1 t2 t3 t4 t5

Périodes de transition

Tau

x de

chô

mag

e m

oyen

PECO

ex-URSS

Note: T0 est 1991 pour les pays de l’Est et 1992 pour les autres.Source: BERD Transition report 1998.

2 Bulgarie, République Tchèque, Hongrie, Pologne, Roumanie, Slovaquie, Albanie, Croatie, Macédoine et Slovénie.3 Les 15 anciennes Républiques plus la Mongolie, souvent considérée comme la « seizième République ».4 Pour une analyse des déterminants des durées de crises, voir Tichit (1998).


4

Le contraste est très net entre les taux de chômage moyens des deux groupes de pays.Cette différence pourrait toutefois provenir d’un problème statistique. Il a souvent été avancéque les taux de chômage seraient dans les faits beaucoup plus importants en ex-URSS que ceque les chiffres officiels laissent paraître. Cependant, des enquêtes menées dans certaines desanciennes Républiques montrent que même si les niveaux de chômage effectifs sont légèrementplus élevés que ceux enregistrés, il n’en reste pas moins qu’ils se situent à des niveaux trèsinférieurs à ceux des PECO (voir Commander et Tolstopiatenko 1996). A l’opposé, les taux dechômage pourraient être surestimés dans les PECO. Mais Boeri (1994b) et Jackman (1994)soulignent que les différentes enquêtes menées dans ces pays montrent des différentiels minimespar rapport aux chiffres officiels. Il semble donc que les disparités de chômage entre les deuxgroupes de pays soient belles et bien réelles.

L’explication est notamment à chercher dans les types d’ajustement pratiqués dans lesentreprises d’État suite au changement systémique. En effet, l’introduction des forces du marché,en particulier par les libéralisations, a dévoilé l’inefficacité de l’allocation des ressourcesproductives des firmes publiques. Celles-ci se sont révélées pour la plupart incapables des’adapter au nouveau cadre économique et ont donc réalisé des pertes considérables. Face à cetteconséquence des réformes, les gouvernements ont adopté des positions très différentes selon lespays. Certains ont tenté de limiter les coûts économiques et sociaux en opérant des transfertsfinanciers aux firmes d’État, évitant ainsi leur faillite, mais aussi bien souvent leurs efforts derestructuration5. C’est en général la voie qu’a suivie la majorité des anciennes Républiques. Iln’en reste pas moins que les entreprises publiques de cette zone ont été contraintes à certainsajustements : face au taux élevé de sureffectifs, il s’est avéré incontournable de restreindre lamasse salariale. Les flux de subvention d’État leur ont permis de relativement maintenir leniveau d’emploi, aux prix d’une réduction des salaires et des heures travaillées (voirCommander et Tolstopiatenko 1996). L’évolution du chômage déclaré a ainsi été très modérédans les NEI pendant les premières années de la transition. A l’opposé, les PECO ont dansl’ensemble imposé une contrainte budgétaire stricte aux firmes publiques, les obligeant àentreprendre des ajustements de grande ampleur. Ceux-ci se sont notamment traduits par desvagues de licenciements et la fermeture de certaines unités de production, créant ainsi uneimportant hausse du chômage (voir Commander et al. 1993a et b et Dadashev 1995).

Dès lors, les pays ayant réussi à amorcer un redressement économique plus rapidement, àsavoir les PECO, connaissent paradoxalement des taux de chômage plus élevés. Il apparaît ainsiune corrélation négative entre inflation et chômage, mais positive entre chômage et croissance.Selon les théories macro-économiques traditionnelles des économies de marché, la premièrerelation pourrait refléter une causalité allant de la variation des prix vers le chômage etcorrespondre à une courbe de Phillips classique. En revanche, le lien positif entre production etchômage soulève un plus important débat. En effet, dans les économies de marché, la loi d’Okunstatue que les variations de la production et du chômage évoluent logiquement en sens inverse,quel que soit le sens de la causalité (plus de production réduit le chômage ou un moindrechômage permet plus de production). Quels peuvent donc être les mécanismes à l’œuvregénérant une loi opposée pendant la transition ? Trois hypothèses sont possibles :

1) Cet apparent paradoxe n’est autre qu’un simple artefact statistique, provenant de l’influenced’une autre variable, faisant évoluer ces deux grandeurs dans le même sens, sans qu’il y ait de

5 Pour l’existence d’une contrainte politique empêchant les restructurations rapides des entreprises, voir Dewatripont et Roland(1992).


5

lien direct entre elles. Par exemple, les libéralisations peuvent favoriser la croissance6 etengendrer parallèlement du chômage (selon McAuley 1991).2) La causalité positive va du chômage vers l’évolution du PIB. Certains modèles théoriquesdéveloppés dès 19937 montrent que dans le contexte spécifique des pays post-communistes, lechômage, bien plus qu’une simple conséquence des réformes, peut être un élément nécessaire audéveloppement du nouveau secteur privé et donc, plus largement à la croissance. Cependant,Tichit (2000, chapitre 3) avance, sur la base d’un modèle théorique, que les conséquencesbénéfiques du chômage sur le développement des activités privées ne sont valables que danscertains cas spécifiques.3) La causalité positive va de la croissance vers le chômage (ie. les meilleures performanceséconomiques se font au prix d’un taux de chômage plus élevé).

Pour trancher entre ces différentes hypothèses, il faut pouvoir quantifier et isoler l’impactd’une variable sur une autre, d’où le recours nécessaire à l’économétrie. En ce qui concerne leshypothèses 1 et 2, dans une étude économétrique des déterminants de la croissance des payspost-communistes menée par Tichit (2000, chapitre 5) incluant différents facteurs explicatifsdont la progression des libéralisations, il apparaît que le chômage contribue à la croissance desPECO, mais ne semble pas jouer un rôle significatif dans les NEI. Une relation directe positiveallant du chômage vers la croissance est ainsi trouvée, mais ne valant que pour les PECO. Qu’enest-il de la causalité inverse ? Est-il possible qu’une partie du chômage, toutes choses étantégales par ailleurs, ait pour origine les performances économiques ? Autrement dit, les écartsobservés en matière de taux de chômage entre les PECO et les NEI sont-ils en partie expliquéspar les divergences de croissance ? C’est à cette question que vise en particulier à répondre leprésent article, à l’aide d’une estimation économétrique sur données de panel des déterminantsdu chômage dans les pays post-communistes. Au-delà de cette unique interrogation, lesprincipales sources de l’évolution du chômage dans cette partie du monde restent jusqu’à présentméconnues.

En effet, il faut avoir à l’esprit qu’il n’existe pas « un » mais « des » chômages, tant lessources de ce phénomènes sont multiples. D’un point de vue théorique, il faut distinguer lechômage dit « naturel », « d’équilibre », « frictionnel » ou « structurel », du chômage« conjoncturel ». Pour simplifier, la première catégorie définit un niveau de chômageincompressible, qui doit son existence au fonctionnement du marché du travail lui-même. Il estissu des institutions (syndicats8, allocations chômage, salaire minimum…), de la présence desalaire d’efficience9, de mobilité ou d’informations limitées des agents, etc. En revanche, lechômage dit « conjoncturel » puise son origine dans un déséquilibre sur le marché des biens, etprovient d’un déséquilibre entre l’offre et la demande globales. Mais loin de s’opposer, ces deuxconcepts de chômage se complètent. De récentes études10 montrent en effet que la présence dechômage conjoncturel n’est établie que sur les cycles, une fois corrigée la tendance de longterme d’évolution du chômage. Toutefois, dans le cas spécifique des Pays en Transition (PET)post-communistes, il paraît bien difficile, voire impossible, à l’heure actuelle, de déterminer unequelconque tendance de longue période du chômage, étant donné que l’étude ne peut porter quesur une durée inférieure à dix ans et que ce phénomène est nouveau dans cette partie du monde.Les séries reflètent donc des évolutions de court comme de long terme, sans que l’on puisse lesdissocier.

6 Pour des analyses économétriques voir De Melo et al. (1996 et 1997), Fischer et al. (1996a,b), Denizer (1997), Hernandez-cata (1997), Martin et Selowsky (1997), Christoffersen et Doyle (1998), Havrylyshyn et al. (1998)…7 Voir notamment Burda (1993) et Aghion et Blanchard (1994).8 Par exemple Fourçans et Vrancéanu 1996, Garibaldi et Brixiova 1998, Brixiova 1997.9 Voir notamment Shapiro et Stiglitz (1984), Akerlof (1984) et Yellen (1984).10 Les articles traitant de cette question sont légion mais voir en particulier Weber (1995) et Sneesens (1998).


6

D’autre part, après l’amorce du changement systémique à l’Est, les économistes se sontsurtout penchés sur les problèmes d’inflation, de croissance et de leurs interactions. Depuis1996, de nombreux articles économétriques analysent les évolutions divergentes de ces deuxphénomènes entre les pays post-communistes11. En revanche, l’explication des taux de chômaged’un point de vue macro-économique et de leur lien avec les deux autres agrégats a été jusqu’àprésent laissée de côté. Selon McAuley (1991), le chômage dépendrait essentiellement del’ampleur des réformes, faisant du niveau de chômage un simple indicateur de progression del’économie vers le système de marché . Le chômage ayant un caractère persistant dansl’ensemble des pays post-communistes (Boeri 1997), les études se sont focalisées sur lesdéterminants micro-économiques sur le marché du travail, en ayant recours à des modèlesthéoriques et/ou des enquêtes dans certains pays12, mais sans analyse économétrique13 parmanque de données. A notre connaissance, seuls Åslund et al. (1996) examinentéconométriquement les déterminants des taux de chômage dans les pays post-communistes. Ilseffectuent une régression en transversal pour 1994, utilisant des variables explicatives telles quel’inflation, un indicateur du degré de libéralisation, deux variables muettes (guerre et zonerouble) et la variation cumulée de la production entre 1989 et 1994. Lorsqu’ils introduisent lesmuettes, plus aucune autre variable explicative n’est significative. Ils en concluent que : « Ledénouement du chômage reste une énigme considérable ». Le présent article a donc pour finalitéde mettre en lumière certains des mécanismes absents ou présents de la détermination del’évolution du chômage dans le contexte spécifique de la transition post-communiste, eninsistant plus particulièrement sur les éléments conjoncturels, afin d’éclairer par quelquesrésultats intéressants l’analyse d’un phénomène aussi complexe et nouveau dans cette partie dumonde.

L'article est divisé en deux sections. La première expose quelques corrélations simplespermettant des remarques d'ordre général. La seconde est consacrée à l'étude économétrique àproprement parlé et tire les principales conclusions.

I. Statistiques descriptives

L'intérêt de l'article est de mettre en exergue les principaux facteurs responsables desdivergences d'évolution du chômage apparaissant sur le graphique 1 entre les PECO et les NEI.En particulier, il semble intéressant de déterminer dans quelle mesure celles-ci peuvent être liéesà l'inflation (courbe de Phillips), à la production (loi d'Okun) et à la progression des réformes.En construisant des graphes reliant individuellement le chômage moyen et l'inflation, lacroissance et les réformes, il est possible dans un premier temps d'inférer l'étroitesse de relationexistant entre ces variables et le chômage. En théorie, comme souligné dans l’introduction,l’influence des éléments conjoncturels ne peut être mise en évidence qu’en dehors de la tendancede long terme du chômage. Cependant, l’analyse portant sur une période inférieure à dix ans, iln’existe pas pour le moment de tendance de long terme des séries. Les corrélations sont donccalculées sur les chiffres bruts. L’indicateur de progression dans les réformes utilisé est celui deDe Melo et al.(1996). Il considère à la fois le processus de libéralisation au niveau interne (prix,privatisations, compétitivité et secteur financier) et externe (suppression des barrières et destaxes). Cet indice n’est disponible que jusqu’en 1994, mais la série a été prolongée par

11 Voir De Melo et al. (1996 and 1997), Fischer et al. (1996a,b), Denizer (1997), Ghosh (1997), Johnson et al. (1997),Hernandez-cata (1997), Loungani et Sheets (1997), Martin et Selowsky (1997), Christoffersen et Doyle (1998), Havrylyshyn etal. (1998)…12 Notamment Boeri et Keese (1992), Dadashev (1995), Gora (1995), Ham et al. (1993).13 Voir Commander et al. (1993 a,b), Commander et Tolstopiatenko (1996), Garibaldi et Brixiova (1998)…


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Havrylyshyn et al.(1998)14. Les graphiques construits sur les cinq premières années de transitionpour chaque pays donnent les résultats suivants:

Graphique 2 : Relation entre croissance et chômage 3 : Relation entre inflation et chômage

chom

age

moy

en

log de l'inflation moyenne3.06898 8.28508

.32

31.42

ALB

ARM

AZE

BIE

BULCRO

REP

EST

MAC

GEO

HON

KAZKYR

LETLIT

MOL

MON

POL

ROU RUS

SLO

SLO

TADTUR

UKROUZ

Graphique 4 : Relation entre réformes et chômage

chom

age

moy

en

degre cumule de liberalisation moyen.490448 3.33065

.32

31.42

ALB

ARM

AZE

BIE

BULCRO

REP

EST

MAC

GEO

HON

KAZ KYR

LETLIT

MOL

MON

POL

ROURUS

SLO

SLO

TADTUR

UKROUZ

Sources: nos calculs basés sur les données BERD 1998.

14 Je tiens à remercier M. van Rooden pour la mise à disposition de ces données.


8

Note : La moyenne est calculée sur (1991-1995) pour les Pays de l’Est et (1992-1996) pour les autres. La Macédoine a été ôtéede l’échantillon pour le graphique 2, car depuis le début de la transition son niveau d’activité ne cesse de chuter alors que sontaux de chômage stagne à 19%. Pour une explication spécifique du chômage en Macédoine, voir Azam et Rutkowski 1998).

En ce qui concerne le lien entre inflation et chômage, une relation négative, bien querelativement lâche apparaît entre les deux variables, ne suggérant que peu l'existence d'unecourbe de Phillips dans les pays post-communistes. Il faut en effet remarquer que de nombreuxpays ont des taux d'inflation avoisinant les 5%, pour des taux de chômage compris entre 7 et20%. L'évolution des prix semble donc peu explicative du niveau de chômage, même si un lieninverse existe entre ces deux agrégats.

En revanche, le graphique 2 laisse clairement paraître un lien étroit entre chômage etcroissance, mais de signe positif, comme cela a déjà été souligné dans l'introduction. Toute laquestion est donc de savoir si le chômage est en partie causé par la croissance ou si ce paradoxestatistique est uniquement dû à l'effet des réformes qui influencent simultanément et dans lemême sens les deux grandeurs. Le graphique 4 montre d'ailleurs une corrélation positive trèsforte entre l'avancée dans les libéralisations et restructurations et le niveau de chômage.

Cependant, il ne faut pas perdre de vue que ces remarques préliminaires ne sont baséesque sur des corrélations simples et ne prennent donc pas en compte tous les autres facteurs quiinfluencent simultanément le chômage. Pour pouvoir conclure quant à l'effet des réformes sur lechômage, sur la présence d'une courbe de Phillips et d'une loi d'Okun, il faut avoir recours àl'économétrie, objet de la seconde section de cet article.

II. Analyse économétrique

1. Echantillon et variables

Afin de prendre en compte aussi bien les différences entre pays que les évolutions aucours du temps, l'analyse est menée sur données de panel, qui englobent 26 pays, suivis sur 5 ou6 ans. Il s'agît des 6 pays de l'Est (Bulgarie, République Tchèque, Hongrie, Pologne, Roumanieet Slovaquie), des 15 anciennes Républiques plus la Mongolie (souvent considérée comme la« seizième République »), de l'Albanie et de trois pays issus de l'ex-Yougoslavie (la Croatie, laMacédoine et la Slovénie). Le panel est constitué selon le temps passé en transition. Les pays del'Est ayant amorcé leur transformation en 1990 et les autres en 1991, la période d'analyse s'étenddonc de 1991 à 1996 pour les pays de l'Est et de 1992 à 1996 pour les autres.

Les données sont issues de la BERD, Transition Report 1998. La variable expliquée estle taux de chômage annuel. Un des problèmes théoriques et économétriques est d'identifier lesprincipaux facteurs pouvant expliquer le taux de chômage, car si certains éléments sont omis, lescoefficients obtenus lors de l’estimation sont biaisés15. Les multiples sources du chômage16

rendent cette tâche ardue. Notamment, de nombreuses études microéconomiques montrent quele caractère persistant du chômage dans les pays post-communistes est en partie le fait desinstitutions sur le marché du travail. Cependant, aucune de ces analyses n'est basée sur des testséconométriques par manque de données. Ce type de renseignements n’est en effet pas disponible

15 Car les variables explicatives sont corrélées avec les résidus.16 Voir introduction.


9

pour tous les pays de la zone. Pour toutefois prendre en compte la partie « structurelle » duchômage, ainsi que son caractère persistant, le niveau de chômage retardé d'une période estintroduit comme facteur explicatif dans l’équation de chômage.

Il paraît également essentiel de contrôler pour certaines caractéristiques structurellesprévalant sous le système communiste, qui sont très variables selon les pays considérés (taux descolarisation secondaire17 et nombre d'années passées sous la planification18). D’autre part, deséléments spécifiques au contexte de la transition doivent être pris en compte : l’ampleur de lacontraction du PIB l’année du changement de régime (1990 pour les pays de l’Est et 1991 pourles autres), la date d’introduction du premier programme de stabilisation19 et le degré deprogression dans les libéralisations et les réformes (estimé par l'indicateur synthétique (LI)calculé par De Melo et al.1996). Comme les réformes annuelles peuvent avoir un effet différentselon les périodes, cet indicateur est également introduit retardé d'une période (LI (-1)).

Enfin, il convient de considérer certaines variables explicatives du chômage classiquesdes économies de marché : le taux d'investissement, la croissance de la force de travail et unevariable muette pour les périodes de guerre. La présence possible d'une courbe de Phillips etd'une loi d'Okun est également testée, par l'introduction des taux d'inflation et de croissance duPIB réel. Cependant, puisque le taux de chômage peut à son tour influencer le niveau d'activité(voir introduction), ceci nécessite d'effectuer les estimations par les Doubles Moindres Carrés(DMC), en instrumentant le taux de croissance20.

Cependant, l'estimation du modèle sur l'échantillon total (voir Annexe 1) suppose que lescoefficients sont les mêmes pour toutes les observations, c'est-à-dire que quels que soient lespériodes et les pays, le taux de chômage réagira toujours de manière similaire à une variationinfinitésimale de chacun des facteurs. Or dans le cas d'échantillons très hétérogènes, ceci peuttrès bien ne pas être le cas. En particulier, il peut y avoir de grandes différences entre les PECOet les NEI. Un test de Chow (voir Annexe 1) confirme cette supposition, rendant nécessaired'effectuer des régressions individuelles pour chacune des deux régions. La question del’appartenance des pays Baltes à l’un ou l’autre groupe a également été abordée et le test deChow (voir Annexe 1) tranche en faveur de leur maintien dans l’échantillon de l’ex-URSS.

Le modèle initial comportant toutes les variables susceptibles de jouer un rôle est toutd'abord appliqué aux deux régions (Tableau 1, Modèles 1). Certains facteurs apparaissent nonsignificatifs, différents selon le groupe considéré. Ces variables sont alors éliminées, pouraboutir à un modèle ne comportant plus que des variables significatives (Modèles 3). En effet, sila présence de variables non significatives n'engendre aucun biais, elle réduit cependantl'efficience de l'estimateur. Des F-tests menés sur chacun des sous-échantillons montrent de plusque les coefficients des variables non significatives dans les Modèles 1 peuvent être considéréssimultanément comme nuls, et donc éliminés des régressions(les F calculés sont de 0,58 pour lesPECO et de 2,15 pour l’ex-URSS, correspondant respectivement à des probabilités critiques de0,67 et 0,06221). Un test de Ramsey-Reset sur les Modèles 3 et présenté en Annexe 1 permetd’autre part de conclure à l’absence de variables omises.

17 Issu de l'UNESCO Yearbook 1996, 1980 pour les pays de l'Est et 1993 pour les autres.18 Extrait de De Melo et al. (1997).19 Extrait de Fisher et al. (1996). Pour le Turkmenistan aucune date n'est introduite puisqu'en 1996 aucune politique claire n'étaitencore engagée.20 Pour plus de détails, voir Annexe 1.21 L’hypothèse nulle étant la nullité de tous les coefficients des variables considérées, ces valeurs conduisent à l’acceptation decelle-ci à une risque d’erreur de 5%.


10

2. Résultats et commentaires

Tableau 1 : Résultats des régressions

Variable expliquée : Taux de chômage annuel

Modèles 1 Modèles 2 Modèles 3PECO ex-URSS PECO ex-URSS PECO ex-URSS

Chômageretardé

0,825(9,192)****

0,7905(4,915)****

0,845(10,200)****

0,808(9,524)****

0,873(11,600)***

0,775(9,851)****

Croissance PIB -0,3089(-2,166)***

-0,084(-0,033)

-0,2707(-2,950)****

-0,2477(-2,561)****

Guerre -5,855(-1,798)**

1,588(0,438)

-6,381(-2,180)***

-5,567(-1,899)***

Chute initiale duPIB

-0,0264(-0,231)

0,2484(2,855)****

0,1457(2,791)****

0,149(2,977)****

Croissance de laforce de travail

1,865(1,700)**

-0,888(-1,215)

1,8026(1,894)**

-0,847(-2,349)***

1,815(1,908)**

-0,852(-2,454)***

Taux descolarisationsecondaire

-0,0529(-0,084)

-0,103(-0,826)

Inflation -0,0016(-0,888)

0,000117(0,568)

Tauxd’Investissement

-0,2742(-2,398)***

-0,0339(-1,134)

-0,272(-3,611)****

-0,063(-2,004)***

-0,2714(-3,614)****

-0,0608(-2,014)***

Date de plans destabilisation

0,5917(1,379)

1,291(2,259)***

0,462(1,178)

1,73(2,821)****

1,818(3,062)****

Libéralisations 8,755(1,478)*

2,277(0,592)

8,7166(1,650)**

2,449(0,701)

7,24(1,422)*

Libéralisationsretardées

-7,617(-1,628)*

-1,867(-0,200)

-8,496(-2,433)***

-2,835(-1,066)

-9,402(-2,626)****

Nombre d’annéessous laplanification

-0,203(-1,462)*

-0,145(-1,768)**

-0,198(-1,793)**

-0,184(-2,892)****

-0,1848(-1,693)**

-0,189(-3,306)****

Constante -1161,98(-1,361)

-2551,18(-2,252)****

-904,80(-1,158)

-3432,153(-2,815)****

17,022(2,231)***

-3606,84(-3,059)****

Nombred’observations

58 67 58 67 58 67

R² ajusté22 0,8467 0,8087 0,8565 0,7897 0,8567 0,7925

(*): Signifie que la variable est significative à un seuil de 15%(**): Signifie que la variable est significative à un seuil de 10%(***): Signifie que la variable est significative à un seuil de 5%(****): Signifie que la variable est significative à un seuil de 1%

Note : L’estimation est effectuée par les DMC lorsque la croissance du PIB est incluse dans la régression, et par les MCO sinon.

22 Ajusté du nombre de degrés de liberté.


11

Le modèle 1 confirme tout d’abord le caractère persistant du chômage pour l’ensembledes Pays En Transition (PET). En effet, le coefficient du chômage retardé d’une période estpositif et très fortement significatif. Les valeurs relativement plus élevées pour les PECOsuggèrent que le chômage soit légèrement plus stagnant dans cette région. Ce résultat est enaccord avec les analyses de Commander et al. (1995)23, qui montrent que les taux de sortie versl’emploi en Russie sont relativement plus élevés que dans les PECO. En outre, ces coefficientsétant proches de 1, il apparaît un risque de non-stationnarité de la variable chômage. Dans cecas, le t de Student n’est pas un test valide pour interpréter la contribution du chômage retardéd’une période, car la variance de l’estimateur tend vers l’infini. Cependant, un test simple,présenté en Annexe 2, permet d’accepter l’hypothèse de stationnarité du chômage et donc deretenir le t de Student comme un outil valable de test de la significativité du coefficient de lavariable endogène retardée.

D’autre part, le coefficient de l’inflation ne semble significatif dans aucune des deuxrégions. Afin de tester si ce résultat n’est pas lié à un impact non linéaire ou retardé de cettevariable, différentes options ont été envisagées (logarithme, retard et variation de l’inflation) etsont présentées en Annexe 3. Aucune de ces spécifications n’est apparue significativementcontributive à l’explication du taux de chômage. Toutefois, ce résultat peut provenir de la nondécomposition des séries entre tendance et cycle ou également être lié à la présence d’uneinflation ouverte artificiellement faible en ex-URSS, issue de la démonétisation de l’économie etdes arriérés accumulés par l’État (voir Brana et Maurel 2000). Néanmoins, les résultats obtenusavec introduction de l’inflation officielle amènent à conclure, comme Åslund et al. (1996), à uneabsence de courbe de Phillips dans le cas des PET post-communistes. Le niveau de variation desprix ne semble pas avoir joué un rôle important dans l’évolution du chômage pendant lespremières années de la transition. Il en est de même pour le taux de scolarisation secondaire.

• Les déterminants du chômage dans les PECO

Les résultats montrent que la chute initiale du PIB et la date de mise en place du premierplan de stabilisation ne sont pas contributifs à l’explication des taux de chômage dans les PECO.Cependant, la probabilité critique de la variable d’année de stabilisation est de 18%. Lasignificativité des coefficients pouvant être influencée par la présence de multicolinéarité, cettevariable a été maintenue dans le modèle 2, purgé des autres facteurs non significatifs. Soncoefficient reste non-significatif, amenant à la conclusion que le début d’un plan de stabilisationne semble pas avoir d’effet sur le taux de chômage dans les PECO.

Les pays ayant connu des périodes de guerre et ayant passé le plus de temps sous laplanification ont des taux de chômage plus faibles. Ces résultats peuvent s’expliquer par le faitque lors des conflits, beaucoup des forces vives sont mobilisées pour la lutte armée, d’où unrétrécissement du nombre de demandeurs d’emploi à ces périodes. Le nombre d’années passéessous le régime communiste, quant à lui, peut être considéré comme un indicateur du degréd’enracinement de l’idéologie dans les mentalités. Dès lors, étant donné que le plein emploi étaitune condition sociale forte sous le régime communiste, il est possible que les pays les plusmarqués luttent contre le développement du chômage (par exemple par le biais d’une contraintebudgétaire souple, permettant aux entreprises publiques de maintenir en partie leur niveaud’emploi), ce qui peut expliquer le signe négatif obtenu.

23 Dans « Russia », chapitre 4 de Commander et Coricelli, 1995, pp. 147-191.


12

Assez classiquement, le taux de croissance de la force de travail et le tauxd’investissement exercent respectivement un effet positif et négatif sur le taux de chômage. Ilsemble donc que les investissements soient créateurs d’emploi dans les PECO. De même, lacroissance économique agit significativement à la baisse sur le niveau de chômage. Dès lors, sila croissance de la production n’a pas encore été suffisante pour engendré un recul du chômagedans les PECO, elle a tout du moins permis de freiner sa progression.

Enfin, les régressions font apparaître que les réformes entreprises dans l’année sontcréatrices de chômage. Cependant, le coefficient n’est significatif qu’à un seuil de 15%, et perdun peu plus de sa significativité lorsque la date de mise en place d’un programme destabilisation est éliminée de l’équation (Modèle 3). Dès lors, les résultats ne permettent pas deconclure de manière définitive sur l’effet immédiat des réformes sur le chômage. Il sembletoutefois qu’elles aient tendance à engendrer une hausse du taux de chômage.

Les réformes menées l’année précédente contribuent en revanche à une réductionsignificative du nombre de demandeurs d’emploi. L’effet bénéfique semble donc se faire sentiravec un an de décalage. La non-significativité des réformes obtenue par Åslund et al. (1996) entransversal provient peut être de la non-prise en compte de cet impact retardé. De fait, si lesréformes de l’année tendent à augmenter le chômage alors que celles de l’année précédentecontribuent à sa réduction, l’effet net total peut être nul.

• Les facteurs explicatifs du chômage dans les NEI

En ex-URSS, il apparaît comme pour les PECO, que les pays ayant passé plus d’annéessous la planification et connaissant des taux d’investissements élevés ont des niveaux dechômage plus faibles. En outre, certaines des variables non significatives pour les PECOexercent une influence positive non négligeable sur le chômage dans les NEI. Il s’agit de lacontraction initiale du PIB et de la date d’introduction des premiers plans de stabilisation.

Le coefficient positif de la chute initiale de la production montre que la désorganisationet les troubles liés au changement politique ont été générateurs de chômage. Dès lors, même siles ajustements des entreprises d’Etat dans cette sous-région ont été essentiellement faits par desréductions de salaire et des heures travaillées (voir section I), il n’en reste pas moins que larécession initiale a engendré du chômage, même si celui-ci est d’une ampleur moindre que cellequi aurait prévalu si l’ajustement s’était fait par le niveau d’emploi. La non-significativité decette variable pour les PECO provient probablement du fait que la contraction initiale du PIB aété nettement plus faible. En ce qui concerne l’impact de la date de stabilisation, le coefficientobtenu montre que les anciennes Républiques engageant plus tardivement les véritablespolitiques de lutte contre l’inflation ont un taux de chômage plus élevé. Les hésitations desgouvernements à mettre en place les programmes n’ont apparemment pas permis de retarder lescoûts sociaux de la transition.

Le coefficient du taux de croissance de la force de travail est également significatif pourl’ex-URSS, mais en sens opposé de celui obtenu pour les PECO. Le signe négatif indique queles pays dont le nombre de personnes actives augmente (ou décroît plus faiblement) ont des tauxde chômage plus réduit. Etant donnés les mouvements migratoires dans cette région depuis la


13

chute du régime socialiste, il peut exister une causalité inverse entre les deux variables. En effet,des travailleurs ont pu affluer dans les pays où le taux de chômage était plus faible24.

Enfin, certains éléments explicatifs du chômage dans les PECO ne sont pas significatifspour les NEI. Il s’agit des périodes de conflits armés, du taux de croissance économique, ainsique des deux indicateurs de réformes. La non-contribution de l’évolution du produit àl’explication des niveaux de chômage montre que le chômage est déconnecté des fluctuationséconomiques dans les anciennes Républiques. Cette idée est renforcée par le fait que leslibéralisations, aussi bien contemporaines que retardées d’une période, n’ont aucune influencesur le taux de chômage. Les réformes menées, notamment les privatisations, n’ont donc pasconduit à une augmentation du chômage et les ajustements, le cas échéant, se sont faits enpréservant le niveau d’emploi public.

Conclusion

Cet article s’est attaché à expliquer les sources des divergences de chômage entre lespays de l’ancien Bloc de l’Est. Une analyse descriptive complétée par une étude économétriquesur données de panel a permis tout d’abord de conclure que les facteurs d’influence du chômagesont très distincts entre les PECO et les NEI, nécessitant d’effectuer des régressions séparéespour chacun des sous-groupes. Le caractère stagnant du chômage est toutefois retrouvé dansl’ensemble des pays, avec un degré de persistance légèrement plus élevé dans les PECO qu’enex-URSS. Ainsi, même si le niveau de chômage reste faible dans les anciennes Républiques, ilsemble toutefois difficile d’en sortir. Ce résultat confirme les différentes études micro-économiques qui constatent que le nombre de chômeurs de longue durée ne cesse de croître dansl’ensemble des PET post-communistes.

D’autre part, l’effet des libéralisations et restructurations est ambigu dans les PECO carelles contribuent faiblement à l’augmentation du taux de chômage l’année de leur introduction etont, au contraire, un effet réducteur l’année suivante. Ce facteur n’apparaît cependant pascontributif à l’explication du chômage dans les anciennes Républiques. Ce résultat peuts’expliquer par l’ampleur plus réduite des réformes mises en place, mais également par le faitque les ajustements ont généralement été effectués de manière à préserver les emplois dans lesNEI.

La réflexion a également porté sur l’existence éventuelle d’un chômage conjoncturel, liéà l’évolution des prix (courbe de Phillips) et de l’activité (loi d’Okun). Les résultats obtenusmontrent que la courbe de Phillips ne semble pas pouvoir s’appliquer aux PET post-communistes dans leur ensemble. En effet, l’inflation n’apparaît significative pour l’explicationdu niveau de chômage dans aucun des deux groupes de pays. L’étude statistique de la premièresection fait ressortir, d’autre part, une étroite corrélation positive entre le chômage et lacroissance dans les pays pris dans leur ensemble. Cependant, l’analyse économétrique montreque la croissance, toutes choses étant égales par ailleurs, n’est pas créatrice de chômage. Aucontraire, celle-ci exerce un effet réducteur sur la progression du chômage dans les PECO, alorsqu’elle n’apparaît pas exercer d’influence significative dans le cas des NEI. Ce résultat, mis enparallèle avec celui de Tichit (2000), montrant que la croissance dans les PECO dépendpositivement du niveau de chômage, alors qu’aucun lien significatif n’est trouvé pour les NEI,permet de conclure plus largement que :

24 Les chiffres des taux de croissance annuels publiés dans les WDI 1998 sont très variables selon les pays et les périodes,laissant supposer que ceux-ci tiennent comptent des mouvements migratoires en cours.


14

1) Il existe un lien direct entre chômage et croissance dans les PECO, mais ces deuxgrandeurs sont totalement déconnectées dans les NEI.

2) Le lien positif entre le chômage et la croissance s’explique dans les PECO par un effetbénéfique qu’exerce le chômage sur le niveau d’activité, la causalité inverse étant rejetée par leprésent article.


15

ANNEXE 1

Estimation sur l’échantillon total et tests effectués

Variable expliquée: Taux de chômage, DMC25

Coefficients t de Student Proba. critiques

Croissance du PIB -0,255 -0,933 0,353Chômage (-1) 1,0138 9,537 0,000Années sous planification -0,0963 -1,743 0,084Inflation 0,00019 0,854 0,395Guerre -2,537 -0,722 0,472Chute PIB initiale 0,0498 0,854 0,395Croissance force de travail 0,354 0,595 0,553Taux de scolarisation secondaire 0,0149 0,185 0,854Taux d'investissement -0,0753 -1,825 0,071Date d’amorce de stabilisation 0,653 1,601 0,112Libéralisations 11,68 2,512 0,013Libéralisations (-1) -4,703 -0,559 0,577Constante -1299,61 -1,600 0,112

Nombre d'observations:125F(12,112)= 42,08Prob P>F = 0,000R² ajusté = 0,7864

1) Test de Breush & Pagan (1980)

Le modèle estimé par les DMC, présenté ci-dessus, donne le résultat suivant :

LM calculé = 78,21765,130045,803

*02,192

≅

−

Cette statistique suit une loi du χ² à un degré de liberté.

Or, Prob[χ²(1) < 3,84] = 0,95

Le LM calculé est inférieur à la valeur théorique associée à un risque de première espèce de 5%,

conduisant à accepter l’hypothèse de nullité de variance des écarts individuels. Dès lors, le

modèle peut être estimé par les DMC simples, il s’avère inutile d’utiliser les DMCG.

25 La variable supposée endogène est le taux de croissance du PIB et les instruments utilisés sont le taux de dépenses publiqueset le revenu par tête avant la rupture avec le régime communiste.


16

2) Test de constance des coefficients de Chow (1960)

Avec le modèle estimé par les DMC sur l’échantillon total, et ceux sur les PECO et les NEI, on

obtient :

04,10)26125/()20888,352(13/)20888,35276,1300(

Fcalculé ≅−+

−−=

Cette statistique suit une loi de Fisher à (K ; N0 + N1-2K) degrés de libertés.

Or, P[F(12; 100) < 1,85]= 0,95

La valeur théorique (1,85) pour un risque de première espèce de 5% est inférieure à la

valeur calculée, ce qui amène au rejet de l’hypothèse nulle de constance des coefficients entre les

deux sous-échantillons. Le test effectué avec les Pays Baltes inclus dans le groupe des PECO

donne un F calculé plus faible, d’une valeur de 4,1. Les coefficients sont donc statistiquement

plus hétérogènes entre les groupes lorsque les Etats Baltes sont inclus dans les NEI. Dans la

suite des estimations ceux-ci sont donc maintenus dans le groupe ex-URSS.

3) Test d’exogénéité de Nakamura & Nakamura (1981)

Le test de Breusch & Pagan (1980), calculé sur l’échantillon global, amène à conclure à

l’absence d’effets individuels au sein de l’échantillon. Dans ce cas, l’exogénéité de la variable

expliquée retardée, introduite comme régresseur est assurée, et il est donc inutile d’effectuer une

quelconque correction. Cependant, afin de confirmer ce résultat, nous effectuons un test de

Nakamura & Nakamura sur chacun des sous-échantillons afin de vérifier que le taux de chômage

retardé est effectivement exogène.

Nous avons ainsi effectué, pour chaque groupe de pays l’estimation du chômage retardé

d’une période en utilisant comme instrument le taux d’investissement retardé d’une période. La

réintégration des résidus de ces régressions dans les équations de départ pour chacun des

groupes donne les résultats suivants :


17

Variable expliquée: Taux de chômage, DMC pour les PECO et MCO pour l’ ex-URSS

PECO ex-URSS

Chômage (-1) 0,767(3,787)****

0,911(5,241)****

Croissance PIB -0,286(-3,143)****

Guerre -5,027(-1,965)***

Chute initiale du PIB 0,079(1,297)

Croissance de la forcede travail

1,826(1,294)

-0,524(-1,339)

Taux d'Investissement -0,227(-1,490)*

Date de réformes 0,564(0,519)

Libéralisation 1,19(0,188)

Libéralisation (-1) -2,395(-0,634)

Années sous laplanification

-0,1917(-1,424)

-0,07(-0,789)

Résidus 0,192(0,941)

0,0178(0,097)

Constante 17,147(1,326)

-1118,542(-0,648)

Nombre d’observations 56 64R² ajusté26 0,8847 0,903

Les coefficients des résidus ne sont pas significatifs à 5%, ce qui permet d’accepter

l’hypothèse nulle d’exogénéité du chômage retardé d’une période.

26Ajusté du nombre de degrés de liberté.


18

4) Test de spécification de Ramsey-Reset

Il permet de tester l’hypothèse d’absence de variables omises. Celui-ci a été mené sur les

modèles ne comportant plus que des variables significatives, à savoir les modèles 3.

Les résultats obtenus sont les suivants :

PECO ex-URSSF calculé 0,41 1,62F théorique à 5% 3,18 4,98

Dans les deux cas la statistique calculée est largement inférieure à celle associée à un risque de

rejeter H0 à tort de 5%. Ce résultat amène à conclure qu’il n’y a pas de variables omises dans les

deux estimations considérées.

5) Test d’hétéroscédasticité deWhite

Les résultats de ce test mené sur les Modèles 3 du tableau 1 sont :

PECO ex-URSSWh calculé 26,17 12,3χ² théoriques27 22,31 21,03

Les Wh calculés sont strictement inférieurs aux valeurs théoriques dans les deux cas, ce

qui permet d’accepter l’hypothèse nulle d’homoscédacticité des erreurs, d'où l'inutilité d'une

éventuelle correction de la matrice variance-covariance.

27 Associé à un risque de 10% pour les PECO et de 5% pour l’ex-URSS.


19

ANNEXE 2

Problèmes de stationnarité de la variable chômage

Etant donné que le coefficient du chômage retardé est relativement proche de 1, il existeun risque que cette variable ne soit pas stationnaire. Dans ce cas, le niveau de chômage nerevient pas à un quelconque niveau d’équilibre, et dépend uniquement des valeurs passées decelui-ci . Ceci impliquerait une variance de la variable retardée tendant vers l’infini28 et donc untest de Student non valide pour déterminer la significativité de ce facteur. Afin de tester cetteéventualité, une manipulation simple29 est de soustraire au modèle initial le chômage retardé desdeux côtés de l’équation. Cette manipulation aboutit aux résultats suivants :

ttttttt Xyyyy εγβα ++−+=− −−− 111 (1)ttttt Xyy εγβα ++−+=∆⇔ −1)1( (2)

Où Xt représente les autres variables explicatives du modèle initial.

Il apparaît clairement que l’estimation de l’équation (2) (régression de la variation duchômage sur le chômage retardé, plus les autres variables du modèle) permet de tester grâce à unsimple t de Student, si β est significativement différent de 1.

Les résultats de ce test mené sur les Modèles 3 du tableau 1, dont les coefficients de la variableendogène retardée sont les plus proches de 1, sont les suivants :

28 Voir Greene (1997) p 581.29 Suggérée par J-P. Azam.


20

Variable expliquée :Variation du taux de chômage, DMC pour les PECO et MCO pour l’ex-URSS

PECO ex-URSSChômage (-1) -0,1263

(-1,677)**-0,225(-2,862)****

Croissance PIB -0,2477(-2,561)****

Guerre -5,567(-1,8999)**

Chute initiale du PIB 0,149(2,977)****

Croissance de la forcede travail

1,815(1,908)**

-0,852(-2,454)***

Tauxd’investissement

-0,2713(-3,614)****

-0,06(-2,014)***

Date d’amorce de lastabilisation

1,818(3,062)****

Libéralisation 7,24(1,422)

Libéralisation (-1) -9,402(-2,626)****

Années sousplanification

-0,185(-1,693)**

-0,189(-3,036)

Constante 17,022(2,231)***

-3606,842(-3,059)****

Nombred’observations

58 67

R² ajusté30 0,5653 0,1192


Dans chacune des régressions, le coefficient du chômage retardé est statistiquement

différent de zéro, signifiant que β peut être considéré comme différent de 1. Dans le cas des

PECO, cette conclusion n’est valable qu’à un seuil de 10%. Cependant, ce même test effectué

sur les Modèles 1 et 2 pour ce sous-échantillon, conclue à une significativité à un seuil de 7%.

30Ajusté du nombre de degrés de liberté.


21

ANNEXE 3

Autres spécifications pour la variable inflationVariable expliquée: Taux de chômage, DMC pour les PECO et MCO pour l’ex-URSS

Mod 1 Mod 2 Mod 3

PECO ex-URSS PECO ex-URSS PECO ex-URSS

Chômage retardé 0,866(11,595)****

0,786(9,663)****

0,89(10,996)****

0,783(9,898)****

0,884(11,409)****

0,789(10,038)****

Croissance PIB -0,241(-2,437)****

-0,2441(-2,559)****

-0,243(-2,466)****

Guerre -5,11(-1,711)**

-5,531(-1,888)***

-5,952(-1,976)***

Chute initiale duPIB

0,154(3,012)****

0,131(2,440)***

0,147(2,954)****

Croissance de laforce de travail

1,781(1,840)**

-0,858(-2,458)***

1,755(1,826)**

-0,841(-2,420)***

1,727(1,785)**

-0,8478(-2,463)***

Log inflation -0,193(-0,449)

0,0796(0,578)

Inflation (-1) -0,00145(-0,841)

-0,00012(-0,988)

∆ Inflation 0,00058(0,541)

0,00012(1,430)

Tauxd'investissement

-0,2917(-3,817)****

-0,2756(-3,696)****

-0,06147(-2,034)***

-0,2647(-3,477)****

-0,0617(-2,061)***

Date de début destabilisation

1,787(2,983)****

1,810(3,049)****

1,772(3,008)****

Libéralisation 7,008(1,305)*

8,104(1,567)*

7,935(1,499)*

Libéralisationretardée

-10,085(-2,937)****

-10,021(-2,879)****

-9,665(-2,636)****

Années sous laplanification

-0,1728(-1,534)*

-0,194(-3,067)****

-0,168(-1,502)*

-0,177(-2,792)****

-0,1737(-1,559)*

-0,1849(-2,988)****

Constante 18,391(2,315)***

-3546,35(-2,979)****

16,169(2,057)***

-3592,3(-3,045)****

15,991(2,039)***

-3516,894(-3,004)****

Nbre obs. 57 67 58 67 58 67R² ajusté31 0,8555 0,7902 0,8564 0,7924 0,8549 0,7960


Quelles que soient les spécifications supposées pour la variable inflation, le coefficient

reste non-significatif, aussi bien en ex-URSS que dans les PECO. Ces résultats suggèrent que le

niveau d’augmentation des prix n’est pas un facteur influençant le taux de chômage dans les

pays post-communistes.

31 Ajusté du nombre de degrés de liberté.


22

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