Effet de l’assurance chômage sur la durée du chômage : micro-élasticité et
- Analyses sur la micro-élasticité
- Analyses sur la macro-élasticité
Les auteurs identifient ces paramètres clés comme l'allongement de la durée de l'assurance prestations et l'augmentation de son montant. Cependant, Card et Levine (2000) ont été les premiers à faire une telle estimation et ont trouvé une macroélasticité de 0,32 entre la durée du chômage et les prestations d'assurance-chômage.
Effet de l’assurance chômage sur la durée du chômage : analyses d’hétéro-
Les trois variables financières ont permis d'identifier l'effet de la richesse sur la durée d'emploi. Le tableau 4.2 montre la contribution des variables qualitatives à l'explication de la durée du chômage.
CPS, ASEC, IPUMS : description et justification de son choix
- La base CPS
- Description de l’ASEC, de l’IPUMS et de la base de données finale 13
En effet, la section ASEC du CPS fournit principalement des informations liées au marché du travail et à la vie économique et sociale en général. En résumé, notre première base de données est tirée de la section i de l'ASEC.
Sommaire des variables retenues
Enfin, la variable gotune identifie les personnes qui ont reçu un revenu sous forme d'allocations de chômage au cours de l'année civile précédente. Toutes les variables de revenu sont des versions réelles ajustées à l’inflation à l’aide de l’IPC.
Tendances de quelques variables clés
- Évolution du chômage par année, région et État
- Évolution des prestations d’assurance-chômage par année, région
Ensuite, quant à la caractéristique raciale, il semble que, à une exception près, elle ne contribue pas davantage à l'explication de la durée du chômage car la majorité des On peut en conclure que les femmes seraient plus sensibles à une augmentation de la générosité des allocations de chômage administrées.
Modèle à effets fixes adapté
Le contrôle B, à son tour, contient, en plus des variables du contrôle A, la variable relative au revenu personnel total. Pour le contrôle C, en plus des variables du contrôle A, la variable du revenu salarial réel est ajoutée. Enfin, dans le contrôle D, on ajoute, en plus des variables du contrôle A, la variable du revenu personnel net (allocations de chômage perçues) dans le vecteur Xiet′.
Description des variables
Il apparaît donc qu’au fil du temps, les individus ont été de moins en moins susceptibles de rester au chômage malgré l’amélioration progressive de la générosité des prestations. Les résultats de la régression indiquent que les réponses à l'assurance-chômage à partir de 1987 sont inférieures de 0,13 pour cent à celles de la période jusqu'en 1986, une différence qui est significative à 1. Nos travaux ont révélé que les allocations de chômage, malgré leur générosité croissante, ont de moins en moins d'impact positif sur la durée. de la période de chômage des allocataires.
Présentation des résultats de l’effet global des prestations-chômage
- Les variables quantitatives
- Les variables qualitatives
D'une part parce que la variable de revenu utilisée ici (le logarithme du revenu salarial réel) est exprimée en semaines, ce qui correspond à l'unité de mesure de la durée du chômage qui est également donnée en semaines. La dernière phase de l'analyse de nos premiers résultats concerne l'estimation de l'effet du revenu sur la durée du chômage. Nous estimons uniquement la relation entre le revenu d'un travailleur et sa durée de chômage.
Analyse d’hétérogénéité dans les effets des prestations-chômage
- Hétérogénéité suivant les caractéristiques individuelles
- Hétérogénéité géographique
- Panorama des réponses à l’assurance-chômage suivant les États
- Évolution temporelle des effets de l’assurance-chômage
Alors que le modèle de référence indique 0,196 comme réponse à l'assurance pour le cas de chômage de la région de référence, cette valeur est de -0,262 dans la régression IV. De plus, nous avons pu nous rendre compte de la grande hétérogénéité qui existe dans les réponses des individus à la générosité croissante des prestations, des différences de sensibilité que l'on observe selon presque les mêmes facteurs évoqués précédemment. Cela a fini par réduire considérablement les opportunités d’emploi en raison de la concurrence féroce à laquelle sont confrontées les femmes elles-mêmes.
Robustesse des résultats de l’effet global des prestations-chômage
Cette section présente les résultats de l'estimation de variables instrumentales de modèles simples (sans interactions). La spécification (3.1) représentant les modèles simples reste la même pour les nouveaux modèles simples avec la variable instrumentale ajoutée. L'échantillon utilisé pour les régressions instrumentales est petit en raison de la perte d'observations de 1975 à 1986, période sans données pour la variable endogène incunemp.
Robustesse des résultats d’hétérogénéité
- Robustesse des coefficients sur les caractéristiques individuelles
- Robustesse des coefficients sur les régions
- Robustesse des résultats dans la dimension temporelle
En faisant abstraction de la moindre significativité des coefficients pour les régressions IV, nous pouvons conclure que les résultats des régressions simples sans interactions (tableau 4.1) sont robustes. Géographiquement, nous constatons que la durée du chômage varie considérablement d'une région à l'autre, par exemple dans la Division de l'Atlantique Sud dont la population passe 24,1 % de semaines de plus au chômage que les résidents de la Division de la Nouvelle-Angleterre. D’une part, elle révèle que les femmes sont nettement plus sensibles à l’augmentation de la générosité des allocations chômage ; elles passent beaucoup plus de temps au chômage que les hommes lorsque le niveau des allocations de chômage augmente.
Synthèse des résultats
Concernant la première partie, il apparaît d’une part que la durée du chômage augmente avec la générosité des allocations, et également que les personnes âgées passent plus de temps au chômage que les plus jeunes. En effet, ce n'est que dans la population active que les femmes restent plus longtemps au chômage, mais étant donné que la richesse des individus ne vient pas de leur salaire, elles passent 12 % de temps en moins au chômage que les hommes. Premièrement, nous constatons que les Hispaniques sont légèrement moins sensibles à la générosité des prestations que les individus non hispaniques.
Explication des résultats
Nous établissons également un lien étroit entre l'instabilité de la situation professionnelle des femmes et leur taux de chômage élevé. Tous les facteurs que nous avons évoqués ne constituent qu'une petite partie des nombreux phénomènes qui ont provoqué le suremploi des femmes, mais par ailleurs, les mêmes éléments pourraient expliquer la forte sensibilité des femmes à la générosité des prestations d'assurance, comme le révèlent nos résultats. Les auteurs notent également une augmentation de la concentration du marché du travail au fil du temps, ce qui conforte notre argument sur l'existence de changements structurels sur ce marché et qui pourrait expliquer nos résultats.
Implications de politiques socio-économique
En plus de ces deux facteurs possibles, nous pensons que les changements observés peuvent également être dus à une transformation profonde et subtile de la structure même du marché du travail, qui réduit l'optimisme des travailleurs à trouver de meilleures offres, indépendamment de leur attente ou de leur recherche. temps. . À ce sujet, les auteurs affirment d'une part que « l'augmentation des taux de remplacement de l'assurance-chômage n'a pas augmenté les licenciements au début de la pandémie, ni n'a découragé les travailleurs de reprendre leur emploi au fil du temps » et ajoutent ceci à la fin. Le marché du travail étant le centre névralgique de la prospérité économique et du bien-être social, une meilleure compréhension de son fonctionnement est aujourd’hui essentielle.
Évolution du chômage par année
La dernière augmentation majeure de la durée a eu lieu depuis 2008 (probablement en raison de la récession de cette année-là), atteignant un sommet de 23 semaines en 2010, année après laquelle la durée du chômage a fortement diminué à la fin de la période (2019). Même si l’on constate cette forte évolution en dents de scie, la légère pente de la tendance de long terme montre néanmoins que la durée du chômage a très peu évolué au fil du temps, passant d’environ 17,3 semaines en 1975 à 19 semaines en 2019.
Évolution du chômage par région
Cette analyse s’applique également au cas d’États individuels, comme le montre la figure 2.3.
Évolution du chômage par État
Évolution du niveau des prestations d’AC par année
Les changements de générosité que nous avons observés peuvent s'expliquer par divers facteurs, tels que des changements dans les règles d'admissibilité aux programmes de prestations ou encore des changements dans les caractéristiques des chômeurs. Nous ne pouvons inclure que les bénéficiaires de l'AC dans notre échantillon, nous estimerons donc l'effet sur ces bénéficiaires, mais nous contrôlerons diverses caractéristiques de ces bénéficiaires dans les régressions.
Évolution du niveau des prestations d’AC par région
La figure 2.5 montre une différence visible dans les niveaux de générosité selon les régions et on peut distinguer, d'une part, les régions avec une forte augmentation de la générosité, comme la Division de la Nouvelle-Angleterre, la Division du Centre-Nord-Ouest, la Division du Centre-Sud-Ouest. Division et la Division de l'Atlantique Centre (qui présente des pentes relativement abruptes). Le détail de ces résultats se retrouve dans les annexes A.1, A.2, A.3, A.4, A.5 et A.6 qui montrent essentiellement que les revenus salariaux et le revenu total des individus ont augmenté . significativement au fil du temps, même s’il existe de fortes inégalités entre les régions et les États.
Évolution du niveau des prestations d’AC par État
L’analyse de l’hétérogénéité est notre objectif principal, mais avant de nous y intéresser, commençons par estimer l’effet global de l’assurance chômage sur la durée du chômage. Le modèle à effets fixes étant connu pour sa capacité à capter des variations hétérogènes non observées, nous l’avons jugé pertinent pour notre analyse des effets de l’assurance chômage sur la durée du chômage. AC correspond aux allocations moyennes d’assurance chômage pour l’année et dans le pays considéré et Xiet′ un vecteur de variables explicatives différent de AC.
Cette section présente les résultats de l’estimation de modèles à effets fixes simples (sans interactions) avec pour variable d’intérêt la durée du chômage et pour principale variable explicative la prestation annuelle moyenne d’assurance chômage. De plus, dans le contexte d'une assurance chômage généreuse, nous constatons qu'une caractéristique telle que l'âge de l'individu affecte positivement sa tendance à rester au chômage plus longtemps.
Répartition des niveaux de réaction à l’assurance-chômage
Les résultats (Annexe B.9) du cahier des charges qui prend en compte une évolution sur cinq ans des réactions aux prestations ne révèlent pas de différences significatives entre les autres intervalles de temps et la période de base, ce qui montre l'existence d'une homogénéité - cohérence dans le temps des réactions ne suggère pas d'allocations de chômage. Cependant, malgré la non significativité des coefficients, cela indique une évolution décroissante de la valeur des réponses. En effet, nous pourrions observer des différences significativement importantes au cours des décennies, car si les réponses des décennies 1985-1994 et 1995-2004 sont sensiblement similaires à celles de la décennie de référence, les deux décennies suivantes présentent des différences. des réponses sensiblement différentes avec une tendance à la baisse de plus en plus prononcée.
Évolution temporelle des effets, par année
Enfin, les valeurs de la dernière colonne du tableau 5.2 présentent les réponses aux AC selon les niveaux d'enquête, et ces coefficients confirment la robustesse des résultats OLS. Nous analysons ici la stabilité des coefficients de répartition des effets selon les 09 régions (groupes d'états). L'annexe C.4 donne les coefficients pour les périodes de 5 ans, et ceux-ci sont très similaires à ceux de la régression OLS (annexe B.9).
Évolution temporelle des effets, par année, instruments
L’effet direct de cette situation est que les décideurs publics subissent beaucoup moins de pression pour améliorer cette situation. C’est ainsi que les modèles classiques de recherche d’emploi prédisent généralement une augmentation du chômage si les allocations chômage sont encore améliorées, ce que nous constatons également dans nos résultats, mais dans une mesure de moins en moins grande. . Autrement dit, les individus restent de moins en moins longtemps au chômage alors que le montant des allocations leur donne davantage de raisons de rester au chômage, ce qui confirme moins l'hypothèse de la trappe à inactivité.
Évolution du revenu salarial annuel moyen
Évolution du revenu salarial annuel moyen par région
Évolution du revenu salarial annuel moyen par État
Évolution du revenu total annuel moyen
Évolution du revenu total annuel moyen par région
Évolution du revenu total annuel moyen par État
Hétérogénéité Sexe, OLS
Hétérogénéité Races isolées vs race blanche, OLS
Hétérogénéité Races groupées vs race blanche, OLS
Hétérogénéité Âge, groupe de 5, OLS
Hétérogénéité Âge, groupe de 10, OLS
Hétérogénéité hispanic, OLS
Hétérogénéité Niveau d’études, OLS
Hétérogénéité Régions, OLS
Hétérogénéité Quinquennats, OLS
Hétérogénéité Décennies, OLS
Coefficients des variables qualitatives, IV
Hétérogénéité Genre, IV
Hétérogénéité Races, IV
Hétérogénéité Quinquennat, IV
Extended benefits and the duration of UI spells: evidence from New Jersey's extended benefits program.
