Soutenance mémoire
La thèse est centrée sur des nouvelles applications empiriques du modèle collectif initié par Chiappori (1992, 1998). Ce modèle est développé en réponse aux problèmes méthodologiques et empiriques associés avec le modèle dit unitaire dans lequel le ménage est pris comme un centre de décision unique. Outre des critiques fondamentales, l’approche unitaire s’est révélée trop étroite pour étudier certaines questions telle que les inégalités à l’intérieur du ménage, les politiques économiques ciblées sur certaines personnes, ou encore, la formation et la dissolution du couple. Dans le cadre du modèle unitaire, le comportement d’un ménage, même s’il comprend plusieurs personnes, est étudié à l’aide d’une fonction d’utilité unique que l’on maximise par rapport à une contrainte budgétaire. Cette contrainte comprend les revenus de tous les membres du ménage. Sur le plan théorique, la difficulté de ce modèle vient du passage des préférences de deux personnes (au moins) à une fonction d’utilité unique (Clark, Couprie et Sofer, 2004 ). Certains auteurs ont cherché à réconcilier l’existence des préférences individuelles avec la présentation unitaire du ménage (Samuelson (1956), Becker (1981)). Ces travaux se sont montrés insuffisants sur les plans théorique et empirique. Les faiblesses du modèle unitaire, ainsi que les avantages du modèle collectif sont développés en détail dans Clark, Couprie et Sofer, 2004 : « En ce qui concerne l’aspect empirique, le modèle comporte deux implications testables majeures : l’hypothèse de la mise en commun des revenus, et la propriété de symétrie de la matrice de Slutsky relative aux effets croisés des salaires des conjoints sur leurs offres de travail respectives. Selon la première hypothèse, seule la somme des revenus exogènes importe pour expliquer le comportement du ménage, et non sa répartition entre les membres. La deuxième condition impose une symétrie peu réaliste des comportements des membres de la famille. L’approche unitaire s’avère donc étroite pour étudier certaines questions telles que les inégalités à l’intérieur du ménage, les politiques économiques ciblées sur les hommes et les femmes ». De plus, les hypothèses du modèle unitaire sont souvent rejetées par l’étude des données empiriques.
L’historique des variables d’intérêt dans le contexte de l’économie russe en 1994-2004
Notons que la phase II des données RLMS couvre une partie essentielle de la période de transition de l’économie centralisée à l’économie du marché commencée au début des années 1990. Cette période est caractérisée par de nombreuses transformations économiques et sociales, et par des chocs macroéconomiques parmi lesquels la grande crise financière de l’année 1998. Ainsi, à partir du début des années 1990, le PIB par habitant en Russie baisse fortement (-14,5% en 1992, -8,5% en 1993) (cf. tableau 2.1). En 1999, le niveau du PIB réel n’atteint plus que 55% de ce qu’il était en 1989 (Rapport annuel de transition (2005)). La baisse du niveau de vie de la population et l’augmentation de l’inégalité sont des conséquences évidentes de ce processus. La baisse des salaires réels atteignait en Russie 43,6% entre 1993 et 1999 (Rapport annuel de transition, 2001). En 1997, l’évolution du PIB est enfin positive. Mais en août 1998, la Russie connaît une crise financière, laquelle a représenté un choc considérable pour une économie russe encore faible. En conséquence de la dévaluation du rouble et du défaut sur la dette interne, tous les indicateurs macroéconomiques importants connaissent une dynamique défavorable en 1998 : chute du PIB (-4,9%), montée de l’inflation, diminution du salaire réel (-13,3% en 1998 ou encore -22,0% en 1999) (Rapport annuel de transition (2001)).
Une des principales conséquences des chocs macroéconomiques et microéconomiques, ainsi que des réformes de la période d’étude 1994-2004, est une forte inflation. Avant de tester la stabilité de la formation des salaires pendant cette période, il est alors nécessaire de trouver les valeurs réelles des salaires afin d’éviter la confusion entre la formation de salaires en fonction de caractéristiques individuelles différentes selon les périodes, et l’effet purement inflationniste. Pour éviter cet écueil, il convient de convertir les valeurs monétaires en dollars en utilisant le taux de change respectif de chaque année. En effet, malgré la politique monétaire officiellement rapportée en roubles, la réalité du nouveau marché est un fonctionnement en dollars. Ainsi, les prix, le pouvoir d’achat, les salaires négociés se définissent en fonction du taux de change observé à chaque période. Dans leur comportement, les individus et les entreprises font leur choix ou forment leurs anticipations par une conversion de roubles en dollars.
Des tests de stabilité
Le but des tests présentés ci-dessous est de vérifier l’homogénéité structurelle des fonctions d’intérêt à travers les périodes d’études exploitées dans cette thèse. Il s’agit des tests de rupture structurelle effectués à l’aide de la technique d’analyse des ratios de maximum de vraisemblance et de F-tests (tests de Chow).
Modèle réduit de la décision de participation au marché du travail
Tout d’abord le modèle réduit de la participation d’un individu au marché du travail est testé. Le modèle de participation à quatre modalités, entre un seul emploi dans le secteur public, un seul emploi dans le secteur privé, un emploi dans chacun des deux secteurs simultanément ou, enfin, pas d’emploi est analysé dans le deuxième chapitre. En outre, la question du choix du statut de participation au marché de travail est abordée dans le quatrième chapitre où la version du modèle collectif étendu au cas de non-participation est appliquée. La question de la participation concerne cette fois des couples, donc simultanément les deux conjoints. La question qui se pose est la suivante : peut-on appliquer un même modèle aux données agrégées partiellement dans le temps. Afin de vérifier cette question, les modèles réduits de participation sont estimés par la méthode probit. Les estimations probit permettent d’obtenir les valeurs des fonctions de maximum de vraisemblance de chaque modèle et donc de tester à l’aide des tests conventionnels si des modèles correspondant aux sous-périodes du panel utilisé sont emboîtés dans un même modèle. Rappelons que le choc le plus important de la période de 1994 à 2004 couverte par la deuxième phase de RLMS est la crise financière de 1998. Etant donnée la situation économique fortement perturbée par cette crise, il est naturel de supposer que les effets de différentes variables sur la décision de participation au marché de travail, sur la formation des salaires et par conséquent sur l’offre de travail ne sont pas les mêmes entre les périodes avant – crise et après – crise. Le premier test vise alors à vérifier l’existence d’une rupture structurelle du modèle réduit de participation. Trois modèles sont estimés. Le premier (M1) correspond à la période d’avant – crise (les vagues 5 – 7 de phase II); le deuxième (M2) correspond à la période d’après – crise (les vagues 8 – 13 de phase II); le troisième (M3) est estimé sur la base tout l’échantillon, incluant les deux périodes. Les variables explicatives du modèle réduit sont les caractéristiques individuelles usuelles : sexe, âge et âge carré, variables de capital humain (indicateur pour l’éducation supérieure et nombre d’années d’études), nombre d’enfants et variables régionales. De plus, dans certains tests, un indicateur d’activité entrepreneuriale se trouve significatif et permet de retrouver la stabilité d’un modèle se montrant instable en l’absence de cette variable. Les résultats de l’estimation sont présentés au tableau A1 de l’annexe A. Les résultats présentés au tableau 3.1 ci-après rejettent l’hypothèse nulle que M1 et M2 sont emboîtés par le modèle M3. Les structures des modèles M1 et M2 sont donc différentes et le même modèle ne peut pas être appliqué à toute la période de la phase II. Cette rupture du modèle réduit peut refléter non seulement une rupture structurelle dans la modélisation de la décision de participation, mais aussi une rupture dans la formation des salaires, ces derniers étant des arguments du modèle structurel de participation.
Il faut noter que la crise a éclaté à la fin du mois d’août 1998, et que la vague 8 de l’enquête a été collectée au mois d’octobre de la même année. Il est alors possible que les ajustements du marché de travail ne soient pas immédiats mais aient pris plus d’un mois. Dans ce cas-là, certains changements ne seraient saisis que par la vague 9 de l’enquête (l’année 2000) plutôt que par la vague 8. Afin de vérifier cette hypothèse, les tests sont menés également en considérant les périodes 1994-1998 et 2000-2004 ce qui en outre est statistiquement plus équilibré du point de vue du nombre d’observations dans chaque souspériode.
La période d’avant crise
Les résultats des estimations du modèle réduit de participation pour les hommes basées sur chaque vague de la période d’avant–crise autant que sur cette sous période entière sont présentés au tableau A7 de l’annexe. Le test du ratio des fonctions de maximum de vraisemblance donne une probabilité de 60% de dépasser la statistique de test sous l’hypothèse nulle de la stabilité. On peut alors accepter la stabilité de la structure de ce modèle. Le même modèle estimé à la base des vagues 5 – 8 (tableau A9 de l’annexe A) donne le même résultat avec une probabilité pourtant légèrement plus basse (53%, tableau A10). Les résultats des estimations du modèle réduit de participation des femmes basées sur chaque vague de la période d’avant –crise autant que sur cette sous- période entière et le résultat du test de stabilité de la structure du modèle à travers la période sont donnés dans les tableaux A11 et A12 de l’annexe A. Le test du ratio des fonctions de maximum de vraisemblance donne 10% de probabilité de dépasser la statistique de test sous l’hypothèse nulle. Testons alors la même hypothèse pour chaque secteur séparément. Les tests montrent 98% et 60% de probabilité de dépasser la statistique de test sous l’hypothèse de stabilité du modèle de participation des femmes dans les secteurs public et privé respectivement à travers la période d’avant –crise (tableaux A.13, A14 et A15 de l’annexe).
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Table des matières
INTRODUCTION
CHAPITRE I. PRELUDE
1. LES DONNEES
2. L’HISTORIQUE DES VARIABLES D’INTERET DANS LE CONTEXTE DE L’ECONOMIE RUSSE EN 1994-2004
3. DES TESTS DE STABILITE
3.1. Modèle réduit de la décision de participation au marché du travail
3.1.1. La période d’avant crise
3.1.2. La période d’après crise
3.2. Formation des salaires
3.2.1. La période d’avant crise
3.2.2. La période d’après crise
CHAPITRE II. LES REGIMES DE PARTICIPATION AU MARCHE DE TRAVAIL RUSSE
1. LE MODELE
2. ANALYSE ECONOMETRIQUE
2.1. Le modèle économétrique
2.2.1. Modèle de choix occupationnel
2.2.2. Estimation des équations d’offre de travail
3. RESULTATS
3.3.1. Résultats des estimations du modèle de participation
3.3.2. Résultats de l’estimation des offres de travail
CONCLUSION
CHAPITRE III. ANALYSE DU PARTAGE INTRAFAMILIAL A PARTIR DES MODELES COLLECTIFS ET DE DONNEES SUBJECTIVES
1. MODELE COLLECTIF AVEC PRODUCTION DOMESTIQUE
1.1. Le Modèle
1.1.1. Problème d’optimisation du ménage
1.1.2. La décentralisation
1.1.4. Les demandes de loisirs
1.2. Inégalité intrafamiliale et règle de partage
1.2.1. Première approche : Comparaisons des parts de revenu complet
1.2.2. Deuxième approche : Comparaisons de niveaux d’utilité
2. L’UTILISATION DE DONNEES SUBJECTIVES
2.1. Les données
2.2. Le revenu subjectif auto déclaré et son interprétation
2.3. La question sur le revenu
2.3.1. Test sur l’Interprétation
2.3.2. Test des effets fixes
2.4. La question sur la satisfaction
2.5. Confrontation de deux questions
3. LES TESTS DU MODELE COLLECTIF
3.1. Modèle économétrique de prédiction des inégalités intrafamiliales
3.1.1. Critère d’inégalité basé sur les différences en revenu subjectif
3.1.2. Critère d’inégalité basé sur les différences en niveaux de satisfaction
3.1.3. Modèle statistique
3.1.3.1. Méthode probit ordonné endogénéisé
3.1.3.2. Effets marginaux
3.2. Les résultats
3.2.1. Le test d’inégalité intrafamiliale basé sur le partage de revenu subjectif
3.2.2. Le test d’inégalité intrafamiliale basé sur la distribution d’utilité
4. IDENTIFICATION DE LA REGLE DE PARTAGE
4.1. Méthode d’identification à l’aide des données sur le revenu subjectif
4.1.1. Les résultats de l’estimation
4.1.2. Estimation de la règle de partage
4.2. Méthode d’identification à l’aide des données sur la satisfaction
4.2.1. Spécification économétrique
4.2.1.1. Equations d’offre de travail
4.2.1.2. Matrice de covariances
4.2.2. Calcul des effets marginaux
4.2.3. Résultats de l’identification de la règle de partage.
4.2.3.1. Equations d’offre de travail.
4.2.3.2. Equation de la règle de partage
4.2.3.3. Matrice de covariances
CONCLUSION
CHAPITRE IV. UN TEST DE STABILITE DE LA REGLE DE PARTAGE
1. LA CRISE FINANCIERE DE 1998 COMME EXPERIENCE NATURELLE
2. MODELE COLLECTIF AVEC LES SOLUTIONS DE COIN ET VARIABILITE DANS LE TEMPS
2.1. Solutions de coins
2.2. Expérience naturelle
3. MODELE ECONOMETRIQUE
3.1. Modèle d’offre de travail
3.2. Définition de la règle de partage
3.3. Introduction de la non-participation
3.4. Cohérence des bris structurels
4. SPECIFICATION DE LA REGLE DE PARTAGE ET MODELE REDUIT
4.1. Spécification de la règle de partage
4.2. Modèle réduit de l’offre de travail
5. MODELE STATISTIQUE
5.1. Equations des salaires
5.2. Equations d’offres de travail
6. ESTIMATION
7. RESULTATS
CONCLUSION
CONCLUSION GENERALE
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