APPEL A PROJET DE RECHERCHE DARES MOBILITE PROFESSIONNELLE Statut r´esidentiel et Mobilit´e sur le march´e du travail Rapport final

DARES

MOBILITE PROFESSIONNELLE

Statut r´ esidentiel et Mobilit´ e sur le march´ e du travail

Rapport final

Nom du responsable scientifique :

Nathalie Havet, Maˆıtre de conf´ erence ` a l’Universit´ e de Lyon, GATE Equipe de recherche :

Carole Brunet, Maˆıtre de conf´ erence ` a l’Universit´ e Paris 8

Florence Goffette-Nagot, Charg´ ee de Recherche au CNRS, GATE Nathalie Havet, Maˆıtre de conf´ erence ` a l’Universit´ e de Lyon, GATE Carole Herbin, Doctorante, GATE-Universit´ e de Lyon

Guy Lacroix, Professeur ` a l’Universit´ e Laval (Qu´ ebec, Canada), CIRPEE Jean-Yves Lesueur, Professeur ` a l’Universit´ e de Lyon, GATE

Alexis Penot, Maˆıtre de conf´ erence ` a l’ENS LHS de Lyon, GATE

Amandine Roche, Etudiante en Master Economie Quantitative, Universit´ e Lyon 2 Laboratoire responsable de la recherche : Groupe d’Analyse et de Th´ eorie ´ economique GATE (UMR 5824, CNRS-Universit´ e Lumi` ere Lyon2 - Ecole Normale Sup´ erieure LSH).

Convention de recherche : n˚4066

Introduction g´ en´ erale 1 1 Et si la propri´ et´ e immobili` ere nuisait aux performances sur le march´ e du

travail ? Une revue de la litt´ erature 5

2 Statut r´ esidentiel, changements professionnels et mobilit´ e g´ eographique :

un aper¸ cu en chiffres 28

3 Dur´ ee de chˆ omage, mobilit´ e et propri´ et´ e immobili` ere 39 4 Mobilit´ e professionnelle et propri´ et´ e immobili` ere 57 5 Statut r´ esidentiel et diff´ erentiels de salaire 72

Conclusion g´ en´ erale 88

Dans la plupart des pays de l’OCDE, les politiques publiques en faveur de l’accession ` a la propri´ et´ e ont ´ et´ e depuis la fin de la deuxi` eme Guerre Mondiale un moteur du d´ eveloppement de la propri´ et´ e immobili` ere. La litt´ erature ´ economique r´ ecente a essay´ e de savoir si elles pouvaient aussi ˆ etre un moteur de d´ eveloppement ´ economique et ont ainsi tent´ e d’´ evaluer les r´ epercussions indirectes potentielles de telles mesures influen¸cant le statut r´ esidentiel. En particulier, elle met de plus en plus l’accent sur les liens entre les choix r´ esidentiels et la situation des individus sur le march´ e du travail.

En effet, la situation en mati` ere de logement est susceptible d’influencer la mobilit´ e pro- fessionnelle, en conditionnant les offres d’emploi accessibles physiquement ` a l’individu et en affectant sa mobilit´ e g´ eographique. L’intensit´ e de ces relations est susceptible d’ˆ etre sen- sible au statut d’occupation du logement, qui influence fortement la propension ` a la mobilit´ e g´ eographique. Les travaux micro´ econom´ etriques qui se sont d´ evelopp´ es sur ce sujet depuis les travaux pr´ ecurseurs d’Oswald (1996, 1999) apportent toutefois des r´ esultats ambigus quant ` a l’influence du statut r´ esidentiel sur le processus d’insertion sur le march´ e du travail. De plus si les ´ etudes ´ econom´ etriques dans ce domaine ont ´ et´ e particuli` erement d´ evelopp´ ees ces derni` eres ann´ ees sur des donn´ ees europ´ eennes, peu d’entre elles ont ´ et´ e r´ ealis´ ees ` a partir de donn´ ees fran¸ caises et am´ ericaines. En s’appuyant syst´ ematiquement sur l’´ etat de la litt´ erature interna- tionale contemporaine dans ce domaine, l’enjeu de cette ´ etude consiste ` a analyser l’influence du choix du statut r´ esidentiel sur plusieurs dimensions du processus de mobilit´ e profession- nelle ` a partir d’une comparaison sur des donn´ ees originales entre la France et les Etats-Unis.

En effet, si le caract` ere tr` es controvers´ e des r´ esultats obtenus sur donn´ ees individuelles refl` ete la forte sensibilit´ e des conclusions aux sp´ ecifications ´ econom´ etriques retenues par les auteurs, il rel` eve aussi de la capacit´ e des donn´ ees ` a contrˆ oler les facteurs relevant ` a la fois du march´ e du logement et du march´ e du travail.

L’´ etude propos´ ee porte en grande partie sur l’exploitation de deux bases de donn´ ees : les

donn´ ees fran¸ caises issues du Panel Europ´ een des M´ enages 1994-2001 (PEM) et les donn´ ees

am´ ericaines du Panel Study of Income Dynamics 1994-2001 (PSID). Ces sources statistiques

semblent ` a mˆ eme de contrˆ oler les principales sources de biais d’estimation, que celles-ci rel` event de la s´ election endog` ene du choix du statut r´ esidentiel ou du contrˆ ole des effets des attributs individuels non observables par l’´ econom` etre. En outre,la comparaison des ef- fets du statut r´ esidentiel pour ces deux pays est motiv´ ee par plusieurs raisons. Premi` erement, si la France et les Etats-Unis enregistrent une forte progression du taux d’acc` es ` a la propri´ et´ e depuis le d´ ebut des ann´ ees cinquante, l’ampleur du ph´ enom` ene et son ´ evolution ne t´ emoignent pas de la mˆ eme dynamique dans ces deux pays. Le graphique 1 montre que le taux de pro- pri´ etaires aux Etats-Unis ´ etait d’environ 63% en 1965 et est rest´ e relativement stable jusqu’en 1995. Ensuite, il a augment´ e tr` es rapidement pour atteindre un pic ` a 69% en 2004 avant de diminuer depuis. La proportion de propri´ etaires est beaucoup plus faible en France, mˆ eme si l’´ ecart avec les Etats-Unis s’est r´ eduit durant cette p´ eriode. L’accession ` a la propri´ et´ e en France s’est r´ eguli` erement accrue passant de pr` es de 43% en 1965 ` a 55% en 1985. Elle s’est stabilis´ ee ` a la fin des ann´ ees 80 et durant la premi` ere moiti´ e des ann´ ees 90 avant de connaˆıtre une reprise depuis 1997 [Dubujet & Blanc (2000), Daubresse (2003), Bosvieux (2005)].

.4 .5 .6 .7 Ta u x d e p ro p ri é ta ir e s

1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005

Année

France Etats-Unis

Source : Enquˆ ete Logement pour la France, Census Bureau pour les Etats-Unis

Figure 1 – Evolution du taux de propri´ etaires en France et aux Etats-Unis

Cette progression du taux fran¸ cais a ´ et´ e favoris´ ee par la mise en place et le renouvelle- ment des politiques publiques d’aide ` a l’accession ` a la propri´ et´ e (multiples dispositifs fiscaux, introduction du prˆ et ` a taux z´ ero, etc). A la fin des ann´ ees 90, l’administration am´ ericaine a aussi instaur´ e des programmes particuliers tels que le ”Zero Down Payment mortgage” ou bien des dispositifs en faveur des m´ enages ` a faibles revenus et des immigrants afin de faciliter leurs garanties financi` eres ¹ .

1. On peut citer par exemple le ”Program for Financial Access for Immigrants” propos´ e par la Banque

centrale f´ ed´ erale de Chicago.

Deuxi` emement, au-del` a des effets sp´ ecifiques attendus dans chaque pays des politiques de logement, des contraintes rencontr´ ees sur le march´ e du cr´ edit et de la dynamique des prix et des loyers, la structure du march´ e du travail et son environnement macro´ economique per- mettent d’envisager des liens tr` es typ´ es entre statut r´ esidentiel et chˆ omage, emploi ou salaires.

En comparaison internationale, et en particulier par rapport aux Etats-Unis, le march´ e du travail fran¸ cais se caract´ erise par un taux de chˆ omage ´ elev´ e et un chˆ omage de longue dur´ ee important, une faiblesse des taux d’activit´ e aux deux classes d’ˆ ages extrˆ emes, un degr´ e d’uti- lisation des ressources en main d’œuvre particuli` erement faible, des normes de protection des emplois tr` es strictes, g´ en´ erant une moindre flexibilit´ e et un fort dualisme entre emplois pr´ ecaires et emplois stables et enfin des in´ egalit´ es salariales moins ´ elev´ ees (Figure 2).

4681012Taux de chômage (%)

1990 1994 1998 2002

France EtatsUnis

Evolution du taux de chômage harmonisé

05001,0001,5002,000Heures moyennes travaillées par actif occupé et par an

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004

Degré d'utilisation des ressources en main d'oeuvre

France Etats-Unis

Source : OCDE

Figure 2 – Caract´ eristiques des march´ es du travail fran¸cais et am´ ericain

Enfin, la comparaison des effets du statut r´ esidentiel pour ces deux pays est d’autant plus int´ eressante que les Fran¸ cais et les Am´ ericains partagent des sentiments patrimoniaux diff´ erents ` a l’´ egard de leur logement et que les coˆ uts de transaction associ´ es ` a la propri´ et´ e immobili` ere ne sont pas aussi ´ elev´ es aux Etats-Unis qu’en France [Murray (2007)]. C’est pourquoi, nous nous attendons ` a des impacts distincts du statut r´ esidentiel sur leur march´ e du travail respectif.

Compte tenu de ses objectifs, notre ´ etude se propose non seulement de faire un tour

d’horizon des diff´ erences entre propri´ etaires et locataires observ´ ees sur le march´ e du travail

et de recenser les th´ eories qui peuvent les expliquer, mais aussi d’´ evaluer quantitativement

l’influence du statut r´ esidentiel sur les diff´ erents crit` eres de mesure de la qualit´ e de l’insertion

professionnelle : dur´ ee de chˆ omage, stabilit´ e dans l’emploi et salaire.

Le premier chapitre de cette ´ etude recense la contribution de la th´ eorie ´ economique dans la compr´ ehension des causes des comportements diff´ erenci´ es des diff´ erents statuts r´ esidentiels vis-` a-vis du march´ e du travail. Cette revue de la litt´ erature met l’accent sur la validit´ e empi- rique des arguments th´ eoriques propos´ es et expose les nombreuses controverses sur ce th` eme

`

a la lumi` ere des m´ ethodes ´ econom´ etriques et des donn´ ees utilis´ ees.

Le deuxi` eme chapitre, essentiellement descriptif, vise ` a fournir un ´ eclairage sur les liens entre statut d’occupation du logement et mobilit´ e r´ esidentielle. Il permet en particulier d’´ evaluer le rˆ ole de la mobilit´ e r´ esidentielle dans les r´ esultats obtenus dans les chapitre suivants sur les cons´ equences de la propri´ et´ e immobili` ere sur le march´ e du travail. Il a aussi pour but de faire un aper¸ cu chiffr´ e des liens actuels entre statut r´ esidentiel et statut professionnel, ` a partir des bases de donn´ ees du PEM et PSID.

Le troisi` eme chapitre s’int´ eresse ` a l’influence du statut d’occupation sur la sortie du chˆ omage, c’est-` a-dire suite ` a une mobilit´ e professionnelle impos´ ee. L’id´ ee est de voir si l’hy- poth` ese d’un impact d´ efavorable du statut de propri´ etaire sur les retours ` a l’emploi, bien connue sous le nom ”d’hypoth` ese d’Oswald”, est v´ erifi´ ee en France et aux Etats-Unis. Sur donn´ ees fran¸ caises, un examen plus fin des liens entre dur´ ee de chˆ omage, mobilit´ e et pro- pri´ et´ e immobili` ere est envisag´ e en consid´ erant les retours ` a l’emploi avec ou sans mobilit´ e r´ esidentielle. Nous trouvons alors que l’hypoth` ese d’Oswald n’est que partiellement v´ erifi´ ee sur donn´ ees fran¸caises et qu’aux Etats-Unis, la propri´ et´ e immobili` ere ne semble pas avoir d’influence significative sur les dur´ ees de chˆ omage.

Le quatri` eme chapitre traite de l’influence de la propri´ et´ e immobili` ere sur la stabilit´ e professionnelle des individus, en distinguant les diff´ erents sc´ enarios possibles de fin d’emploi (nouvel emploi, chˆ omage et inactivit´ e). Nous cherchons ` a ´ evaluer si les propri´ etaires sont r´ eellement caract´ eris´ es par un risque de chˆ omage plus ´ elev´ e que les locataires, comme le sugg` ere l’hypoth` ese d’Oswald. D’autre part, nous nous interrogeons ´ egalement sur les effets du statut r´ esidentiel au niveau de la mobilit´ e professionnelle, au sens des transitions d’emploi

`

a emploi. Ce chapitre apporte un ´ eclairage sur des questions jusqu’` a pr´ esent ignor´ ees dans les cas fran¸ cais et am´ ericain. De nouveau, nos estimations ´ econom´ etriques montrent que la propri´ et´ e immobili` ere serait sans influence sur les dur´ ees d’emploi aux Etats-Unis alors qu’un impact positif du statut de propri´ etaire sur la dur´ ee d’emploi se d´ egage pour la France.

Enfin, le cinqui` eme chapitre analyse l’effet sur les salaires individuels des diff´ erences de propension ` a la mobilit´ e selon le statut d’occupation. La plus grande stabilit´ e dans l’emploi des propri´ etaires en France semble r´ ecompens´ ee par une prime salariale. En revanche, locataires et propri´ etaires re¸coivent, toutes choses ´ etant ´ egales par ailleurs, des salaires moyens identiques aux Etats-Unis.

En conclusion de cette ´ etude, nous avancerons des arguments quant aux diff´ erences ob-

serv´ ees de l’influence du statut r´ esidentiel entre la France et les Etats-Unis et nous sugg´ ererons

des pistes de r´ eflexion quant ` a la coordination ` a envisager entre les politiques de l’emploi et

les politiques du logement.

Et si la propri´ et´ e immobili` ere nuisait aux performances sur le march´ e du travail ? Une revue de la litt´ erature

1.1 Introduction

Au cours des vingt derni` eres ann´ ees, dans la zone OCDE, ˆ etre propri´ etaire de son loge- ment est devenu plus r´ epandu que d’en ˆ etre locataire. L’Allemagne fait figure d’exception avec un taux d’occupation d’un logement par son propri´ etaire inf´ erieur ` a 50% du total, in- chang´ e depuis les ann´ ees quatre-vingts. Ailleurs, ce taux a en g´ en´ eral augment´ e, notamment en Italie, en Belgique, au Portugal, au Royaume-Uni, en Espagne et aux Pays-Bas, avec des progressions sup´ erieures ` a 10 points en vingt ans. L’Espagne a enregistr´ e des hausses parti- culi` erement fortes : en 2002, le taux d’occupation par le propri´ etaire y ´ etait le plus ´ elev´ e, ` a 85%, juste devant la Gr` ece ` a 83% et l’Italie ` a 80 %. Si l’on peut d´ egager une tendance, les plus forts taux d’occupation par les propri´ etaires se trouvent plutˆ ot dans les pays anglo-saxons et m´ editerran´ eens, auxquels on pourrait ajouter la Norv` ege avec son taux de 77% [Catte, Girouard, Price & Andr´ e (2004, p.154) ¹ ].

Cette ´ evolution a en partie ´ et´ e favoris´ ee par la mise en place, dans la plupart des pays de l’OCDE durant cette p´ eriode, de politiques publiques d’aide ` a l’accession ` a la propri´ et´ e immobili` ere. En la mati` ere, la France n’a pas manqu´ e de cr´ eativit´ e. De multiples dispositifs fiscaux favorisant la possession de sa r´ esidence principale ont ´ et´ e impuls´ es par les gouverne- ments successifs : prˆ ets ` a taux bonifi´ e, prˆ ets aid´ es, prˆ ets ` a taux z´ ero, baisse des droits de

1. On peut classer les pays selon leur pourcentage de logements occup´ es par leur propri´ etaire en 2002 : 1.

Espagne : 85% ; 2. Gr` ece : 83% ; 3. Italie : 80% ; 4. Norv` ege : 77% ; 5. Belgique : 71% ; 6. Luxembourg : 70% ; 7. Royaume-Uni : 69% ; 8. Etats-Unis : 68% ; 9. Canada : 66% ; 10. Portugal : 64% ; 11. France : 55% ; 12.

Pays-Bas : 53%.

donation - succession et plus r´ ecemment la d´ efiscalisation des int´ erˆ ets d’emprunt immobilier.

Parall` element, le comportement pro-cyclique des banques a ´ egalement particip´ e ` a cette dyna- mique via la d´ etente des taux d’int´ erˆ et, l’allongement de la maturit´ e des prˆ ets, la baisse des exigences d’apport personnel ou le d´ eveloppement des contrats ` a taux variable.

Certains chercheurs se sont appliqu´ es ` a d´ ecrire l’´ evolution temporelle du march´ e du lo- gement et des prix de l’immobilier au fur et ` a mesure de la mise en place de ces poli- tiques. D’autres ont peu ` a peu essay´ e d’avoir une ´ evaluation plus globale en s’int´ eressant aux r´ epercussions indirectes potentielles de mesures qui influencent le statut r´ esidentiel.

Ces recherches ont ´ et´ e men´ ees dans diverses champs disciplinaires : ´ economie, sociologie, d´ emographie, ´ education ou science politique. Par exemple, il a ´ et´ e mis en ´ evidence que les pro- pri´ etaires n’avaient pas les mˆ emes comportements que les locataires en termes de choix de por- tefeuille et de gestion du risque, de mobilit´ e professionnelle, d’environnement, de s´ egr´ egation, d’´ education et r´ esultats des enfants, etc. La propri´ et´ e immobili` ere semble aussi avoir un im- pact sur la sant´ e, la fertilit´ e, le taux de criminalit´ e, les structures urbaines ou encore les activit´ es politiques ² . Afin de savoir si les strat´ egies publiques qui favorisent la cr´ eation de

”nations de propri´ etaires” en encourageant l’accession ` a la propri´ et´ e immobili` ere m´ eriteraient d’ˆ etre poursuivies, l’ensemble de ces cons´ equences indirectes doivent ˆ etre ´ evalu´ ees. En par- ticulier, d’un point de vue ´ economique, il semble primordial d’analyser la nature et le sens des liens potentiels entre statuts r´ esidentiels et parcours professionnels. La l´ egitimit´ e de telles mesures pourrait ˆ etre remise en cause si elles avaient pour effet d’augmenter le chˆ omage et de nuire aux performances sur le march´ e du travail. En revanche, elle serait renforc´ ee si le soutien de la propri´ et´ e immobili` ere ` a coups de niches fiscales permettait d’augmenter l’emploi ou la satisfaction individuelle.

Nous proposons dans ce chapitre de recenser l’apport de la th´ eorie ´ economique dans la compr´ ehension des cons´ equences de la propri´ et´ e immobili` ere sur le march´ e du travail.

L’analyse ´ economique, apr` es avoir longtemps ´ etudi´ e les questions d’emploi et de logement s´ epar´ ement, a d´ evelopp´ e dans les ann´ ees r´ ecentes des travaux th´ eoriques et empiriques aux fronti` eres de l’´ economie du logement et de l’´ economie du travail. Ces derniers portent pour l’essentiel sur les effets des choix r´ esidentiels sur les r´ esultats individuels sur le march´ e du tra- vail : offres de travail, dur´ ee de chˆ omage, transitions professionnelles, salaires ou conditions de l’emploi occup´ e.

Ces travaux prennent comme point de d´ epart deux caract´ eristiques fondamentales as- soci´ ees ` a la propri´ et´ e immobili` ere pour expliquer les diff´ erences de comportements en fonc- tion du statut r´ esidentiel. Premi` erement, les propri´ etaires se distinguent des locataires par leur responsabilit´ e financi` ere. La possession d’un logement repr´ esente une part consid´ erable du patrimoine d’un m´ enage et sa vente peut occasionner un gain ou une perte de capital. En outre, dans la plupart des cas, les individus voulant acqu´ erir un logement doivent souscrire un prˆ et. Cette contrainte financi` ere de long terme peut modifier leur comportement vis-` a- vis du march´ e du travail par rapport ` a celui des locataires. Deuxi` emement, la propri´ et´ e est associ´ ee ` a des coˆ uts de transaction tr` es ´ elev´ es par rapport ` a la location et constitue en ce sens un obstacle ` a la mobilit´ e. Connaissant ces coˆ uts de transaction, les agents qui optent pour la propri´ et´ e immobili` ere ont des anticipations de mobilit´ e moindres ou des anticipations

2. Voir Dietz & Haurin (2003) pour une revue de la litt´ erature d´ etaillant les cons´ equences de la propri´ et´ e

immobili` ere dans tous ces domaines.

”optimistes” sur leurs capacit´ es ` a faire face ` a des coˆ uts importants en cas de mobilit´ e future.

Cette plus grande stabilit´ e r´ esidentielle, largement v´ erifi´ ee empiriquement dans la litt´ erature [Boehm (1981), Smith, Rosen & Fallis (1988), Hammnett (1991), South & Deane (1993), Rohe

& Stewart (1996), Henley (1998), Gobillon (2001)], joue sur le choix du lieu de travail et donc indirectement sur la qualit´ e de l’appariement des actifs ou leur comportement de recherche d’emploi.

Toutefois, l’´ evaluation statistique des cons´ equences de la propri´ et´ e immobili` ere sur le march´ e du travail reste d´ elicate. D’une part, il faut ˆ etre capable de s´ eparer le v´ eritable im- pact du statut r´ esidentiel de celui de caract´ eristiques inobserv´ ees, qui y seraient corr´ el´ ees.

En effet, de nombreuses ´ etudes s’int´ eressant aux interactions entre les march´ es de l’emploi et du logement - notamment macro´ economiques - ne disposaient que de peu de variables ex- plicatives. Dans ces cas, il est fort probable que l’on associe ` a la propri´ et´ e immobili` ere une influence causale sur les performances sur le march´ e du travail, qui ne serait en fait que le re- flet de caract´ eristiques individuelles inobservables, corr´ el´ ees avec le statut r´ esidentiel, et donc omises dans la sp´ ecification ´ econom´ etrique. D’autre part, les m´ ethodes d’´ evaluation doivent tenir compte des interactions bidirectionnelles entre les parcours professionnels et les choix r´ esidentiels des individus. Par exemple, la mobilit´ e professionnelle n’est souvent possible que sous condition de mobilit´ e r´ esidentielle et inversement la d´ ecohabitation des jeunes adultes, et plus tard l’accession ` a la propri´ et´ e, ne peuvent se faire que si les individus ont une situation professionnelle suffisamment stable. Les d´ ecisions concernant l’acquisition d’un logement et celle de participation au march´ e du travail sont souvent aussi simultan´ ees. Une sp´ ecification

´ econom´ etrique correcte doit ainsi traiter ad´ equatement l’´ eventuelle endog´ en´ eit´ e de la propri´ et´ e immobili` ere par rapport aux comportements individuels sur le march´ e du travail.

L’originalit´ e de notre revue de la litt´ erature sera de mettre l’accent sur la validit´ e em- pirique des arguments th´ eoriques propos´ es pour expliquer les diff´ erences de comportements entre propri´ etaires et locataires sur le march´ e du travail. Nous exposerons les nombreuses controverses sur ce th` eme ` a la lumi` ere des m´ ethodes ´ econom´ etriques utilis´ ees et des d´ efinitions retenues pour les diff´ erents statuts r´ esidentiels. Nous montrerons que certaines d’entre elles disparaissent, une fois que les probl` emes ´ econom´ etriques d’h´ et´ erog´ en´ eit´ e individuelle inobser- vable et d’endog´ en´ eit´ e sont correctement trait´ es statistiquement et que les distinctions entre statuts r´ esidentiels s’affinent. En effet, la litt´ erature r´ ecente met en ´ evidence que les pro- pri´ etaires n’ont pas forc´ ement des comportements identiques selon qu’ils soient propri´ etaires de plein droit ou acc´ edants ` a la propri´ et´ e, de mˆ eme pour les locataires selon qu’ils occupent un logement public ou un logement priv´ e.

Nous pr´ esenterons tour ` a tour les travaux ayant ´ etudi´ e l’impact du statut r´ esidentiel sur les

diff´ erents aspects du march´ e du travail, c’est-` a-dire sur la participation au march´ e du travail

dans la section 1.2, sur le chˆ omage dans la section 1.3 et sur les parcours professionnels (dur´ ees

d’emplois et salaires) dans la section 1.4.

1.2 Statut r´ esidentiel et participation au march´ e du travail

Avant d’examiner si la propri´ et´ e immobili` ere nuit ou non aux performances individuelles sur le march´ e du travail, il est int´ eressant de savoir si elle influence la participation ` a ce dernier.

Les propri´ etaires sont-ils davantage pr´ esents sur le march´ e du travail que les locataires ? L’accession ` a la propri´ et´ e modifie-t-elle l’offre de travail ? Nous montrerons que l’impact de la propri´ et´ e immobili` ere ne se limite pas aux d´ ecisions suivant la date d’achat d’un logement ; certains effets sur l’offre de travail se font ressentir avant l’acquisition du bien immobilier en tant que telle. Les restrictions institutionnelles dans l’acc` es au cr´ edit, portant sur la charge d’endettement et les niveaux de revenus, peuvent conduire un m´ enage ` a modifier son offre de travail pour desserrer ces contraintes. Comme dans les faits, l’offre de travail des hommes est assez in´ elastique, la litt´ erature s’est exclusivement int´ eress´ ee ` a l’offre de travail f´ eminine.

1.2.1 D´ esir d’accession ` a la propri´ et´ e et offre de travail

La diff´ erence de responsabilit´ e financi` ere entre propri´ etaires et locataires est l’argument le plus largement avanc´ e pour expliquer l’impact de l’accession ` a la propri´ et´ e sur l’offre de travail. En effet, dans la plupart des pays de l’OCDE, les m´ enages souhaitant acqu´ erir un bien immobilier se voient g´ en´ eralement imposer par les banques et les autres organismes de cr´ edit deux types de conditions : l’une porte sur le montant de l’apport initial c’est-` a-dire sur le niveau de liquidit´ es ou le patrimoine rapidement disponible puisque les m´ enages ne peuvent pas emprunter plus d’une certaine proportion de la valeur du bien immobilier convoit´ e ; l’autre porte sur le niveau de revenu du m´ enage par rapport ` a la charge de remboursement que repr´ esenterait l’emprunt contract´ e. La premi` ere condition va influencer l’offre de travail pr´ e- acquisition alors que la seconde celle post-acquisition.

Il existe plusieurs fa¸ cons de se soustraire ` a la contrainte d’apport initial. Afin de faciliter l’´ epargne, les m´ enages projetant de devenir propri´ etaires peuvent par exemple d´ ecider de vivre plus longtemps chez leurs parents ou de retarder la naissance d’enfants. Ils peuvent

´ egalement chercher ` a augmenter leur effort de travail (participation, heures de travail) et leurs r´ emun´ erations, de mani` ere ` a accroˆıtre leur patrimoine financier et accumuler des liquidit´ es suffisantes. Le d´ esir d’achat d’un logement influencerait ainsi positivement l’offre de travail avant son acquisition, et notamment celle des femmes. En particulier, l’offre de travail des femmes mari´ ees pourrait ˆ etre d´ etermin´ ee conjointement avec le projet de devenir propri´ etaire.

Si leur conjoint est d´ ej` a sur le march´ e du travail, leur participation au march´ e du travail serait un moyen de contourner cette premi` ere contrainte d’emprunt sur le march´ e du cr´ edit.

Peu de travaux empiriques ont examin´ e cette relation entre offre de travail et projet d’achat d’un logement. Haurin, Wachter & Hendershott (1996) mettent en ´ evidence graphiquement,

`

a partir des donn´ ees am´ ericaines du NLSY pour la p´ eriode 1985-1990, une tendance ` a la

hausse de l’offre de travail des jeunes primo-acheteurs l’ann´ ee pr´ ec´ edant l’acquisition du bien

immobilier et l’ann´ ee de l’acquisition. Ils trouvent que ce ph´ enom` ene est beaucoup plus marqu´ e

pour les femmes mari´ ees, avec un bond substantiel de leurs heures travaill´ ees l’ann´ ee de

l’achat. Cependant, leurs conclusions sont fond´ ees sur une analyse descriptive ; ils n’estiment

pas de fonction d’offre de travail. A notre connaissance, les seules ´ etudes ´ econom´ etriques sur

le lien entre offre de travail et projet de propri´ et´ e immobili` ere ont ´ et´ e r´ ealis´ ees sur donn´ ees japonaises. Yoshikawa & Ohtake (1989) utilisent un mod` ele ` a deux r´ egimes ` a partir d’un

´ echantillon de locataires : dans une premi` ere ´ etape, ils estiment un probit expliquant le projet d’achat d’un logement <sup>3</sup> ; dans une deuxi` eme ´ etape, ils estiment de fa¸ con s´ epar´ ee l’offre de travail des femmes mari´ ees d´ esirant acqu´ erir un bien immobilier et celle des femmes n’ayant pas de plan d’achat, en tenant compte des biais de s´ election potentiels li´ es ` a la restriction de chaque sous-groupe particulier. Cette m´ ethodologie ´ econom´ etrique permet de savoir si les d´ eterminants des offres de travail sont identiques pour les femmes locataires souhaitant devenir propri´ etaire et celles ne le souhaitant pas ⁴ . Toutefois, elle ne permet pas d’´ evaluer l’impact direct du d´ esir de changement de statut r´ esidentiel. C’est pourquoi, Moriizumi &

Naoi (2006) pr´ ef` erent estimer un probit bivari´ e qui permet de mod´ eliser simultan´ ement la probabilit´ e d’avoir un projet d’achat immobilier (I i = 1) et de participer au march´ e du travail (L _i = 1) ainsi que leur influence l’une sur l’autre. Plus pr´ ecis´ ement, le cadre formel de leur sp´ ecification est le suivant :

I _i =

1 si I _i ^∗ = L i γ 1 + X 1i β 1 + u 1i > 0

0 sinon, (1.1)

L i =

1 si L ^∗ _i = I i γ 2 + X 2i β 2 + u 2i > 0

0 sinon, (1.2)

o` u les r´ esidus (u 1i , u 2i ) suivent une distribution normale jointe bivari´ ee. γ 1 et γ 2 captent respectivement l’incidence de l’activit´ e professionnelle sur les projets immobiliers et celle d’un plan d’achat sur la participation au march´ e du travail. Moriizumi & Naoi (2006) estiment ce mod` ele en restreignant leur ´ echantillon issu du Keio Household Panel Survey 2004 (KHPS) aux seules femmes mari´ ees de moins de 45 ans locataires ` a cette date (279 observations) ; la limite d’ˆ age impos´ ee devant permettre de garder uniquement les primo-acheteurs potentiels.

Ils trouvent γ 1 et γ 2 statistiquement significatifs et positifs, soit plus pr´ ecis´ ement que i) l’activit´ e professionnelle des femmes favorise les projets d’achat immobilier ⁵ et ii) toutes choses ´ etant ´ egales par ailleurs, les femmes mari´ ees qui envisagent d’acheter un logement ont une probabilit´ e 2,4 fois plus ´ elev´ ee de travailler que celles ne d´ esirant pas acheter de logement. Ils concluent qu’au Japon, le projet d’achat d’un logement a un fort impact sur l’offre de travail pr´ e-acquisition des femmes mari´ ees, ces derni` eres ayant tendance ` a travailler pour relˆ acher les exigences d’apport initial. Toutefois, le syst` eme ´ econom´ etrique qu’ils estiment n’est pas correct et donc leurs conclusions ne sont pas fiables. Comme le d´ emontre Maddala (1983), si on introduit les variables endog` enes comme explicatives dans chacune des ´ equations d’un probit bivari´ e, il y a un probl` eme de coh´ erence. Il faut absolument sp´ ecifier un mod` ele r´ ecursif sinon la somme des probabilit´ es jointes des deux variables endog` enes ne fait pas un, ce qui est tr` es gˆ enant pour l’interpr´ etation. En cons´ equence, si Moriizumi & Naoi (2006) voulaient estimer correctement l’influence du projet immobilier sur la participation au march´ e du travail, ils n’auraient pas dˆ u introduire L i comme d´ eterminant de l’´ equation (1.1). Leurs

3. La variable expliqu´ ee vaut 1 si l’individu a un projet d’acquisition d’un bien immobilier et 0 sinon.

Ils retiennent comme variables explicatives une mesure du revenu permanent de leur conjoint, des prix de l’immobilier, des actifs du m´ enage, la composition du m´ enage, l’ˆ age.

4. Par exemple, Yoshikawa & Ohtake (1989) montrent que l’offre de travail des femmes mari´ ees est croissante avec le salaire pour celles ayant un projet immobilier alors qu’elle est d´ ecroissante avec cette variable pour les autres.

5. Myers (1985) trouvait d´ ej` a que l’emploi des femmes et leur salaire ´ etaient des d´ eterminants de l’achat

d’un logement.

conclusions m´ eriteraient d’ˆ etre confirm´ ees pour le Japon et d’autres pays avec des techniques d’identification des effets plus robustes.

1.2.2 Statut r´ esidentiel occup´ e et offre de travail

Seuls les effets indirects du statut r´ esidentiel sur l’offre de travail, via la contrainte d’en- dettement, sont examin´ es dans la litt´ erature. Joesch (1994) fut un des premiers ` a s’int´ eresser

`

a cette question en regardant si la propri´ et´ e immobili` ere influen¸ cait la d´ ecision de retour ` a l’emploi des femmes venant de donner naissance ` a un enfant. A partir des donn´ ees am´ ericaines du Panel Study of Income Dynamics (PSID) 1983-1987, il estime, ` a l’aide d’un mod` ele de dur´ ee ` a hasard proportionnel (”Cox Hazard Model”) introduisant une variable dichotomique pour le statut r´ esidentiel - ´ egale ` a 1 si propri´ etaire et 0 sinon -, que les femmes propri´ etaires recommencent ` a travailler plus tˆ ot apr` es une naissance que leurs homologues locataires et que la propri´ et´ e immobili` ere augmenterait d’environ 25% le retour sur le march´ e du travail.

Joesch (1994) sp´ ecule que les contraintes financi` eres associ´ ees au statut de propri´ etaire jouent un rˆ ole important dans ces d´ ecisions. C’est pourquoi, plusieurs auteurs se sont par la suite explicitement int´ eress´ es aux liens entre l’activit´ e f´ eminine et ces contraintes d’emprunt, mais en concentrant leur ´ etude sur le seul groupe des propri´ etaires.

A l’aide d’un mod` ele de cycle de vie, Fortin (1995) met en ´ evidence un impact positif des contraintes de ratio d’endettement impos´ ees par les institutions financi` eres sur la participation au march´ e du travail et l’offre de travail des femmes mari´ ees canadiennes. Elle estime que l’´ elimination soudaine de l’emprunt pour le m´ enage propri´ etaire moyen de son ´ etude devrait r´ eduire l’activit´ e f´ eminine de 77% ` a 72% et que parmi les couples r´ ecemment propri´ etaires dont le ratio d’endettement est proche de la limite institutionnelle sans les revenus de travail de l’´ epouse, le taux de participation des femmes au march´ e du travail exc` ede 95%. Les conclusions de Bottazzi (2004) ` a partir des donn´ ees issues du British Household Panel Survey 1993-2000 vont dans le mˆ eme sens : elle estime une ´ equation de participation f´ eminine au march´ e du travail par un logit ` a effets fixes en introduisant comme d´ eterminant le ratio d’endettement et trouve un effet positif de ce dernier sur la participation f´ eminine. D’un point de vue

´ econom´ etrique, les r´ esultats de Bottazzi (2004) sont plus robustes que ceux de Fortin (1995) car l’utilisation de donn´ ees de panel lui permet de tenir compte de l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e inobserv´ ee et qu’elle teste statistiquement l’exog´ en´ eit´ e de la variable d’endettement qui est finalement accept´ ee. Pour s’affranchir de tout probl` eme d’endog´ en´ eit´ e, Boca & Lusardi (2003) mod´ elisent conjointement la participation f´ eminine au march´ e du travail et la d´ ecision d’emprunter pour acqu´ erir un logement et confirment sur donn´ ees italiennes que parmi les propri´ etaires, le fait d’avoir contract´ e un emprunt accroˆıt la probabilit´ e des femmes mari´ ees d’ˆ etre active.

Houdr´ e (2008), avec une mod´ elisation ´ equivalente, arrivent ` a partir des donn´ ees fran¸ caises Patrimoine 2004, ` a une conclusion similaire. Il pr´ ecise mˆ eme que les femmes augmentent leur activit´ e professionnelle ` a partir d’un seuil d’endettement tr` es voisin du seuil habituellement retenu par les organismes de cr´ edit pour d´ elivrer les autorisations de prˆ ets ` a leurs clients.

En outre, Houdr´ e (2008) traite plus directement l’influence du statut r´ esidentiel sur l’offre

de travail, ce qui lui permet de ne pas restreindre son ´ echantillon aux seuls propri´ etaires

comme Fortin (1995), Bottazzi (2004) ou Boca & Lusardi (2003). Il mod´ elise simultan´ ement,

par un probit bivari´ e r´ ecursif, la probabilit´ e d’ˆ etre propri´ etaire (T _i = 1) et celle de participer

au march´ e du travail (L _i = 1) en introduisant comme d´ eterminant de cette derni` ere ´ equation la variable T <sub>i</sub> . Il met alors en ´ evidence qu’en France, la propri´ et´ e immobili` ere influencerait significativement et positivement la participation f´ eminine au march´ e du travail.

Toutes ces ´ etudes empiriques montrent que la d´ ecision de changement de statut r´ esidentiel influence fortement l’offre de travail des m´ enages sur l’ensemble du cycle de vie. L’accession

`

a la propri´ et´ e immobili` ere a tendance ` a l’accroˆıtre. Ces travaux m´ eriteraient d’ˆ etre compl´ et´ es par des analyses dynamiques de l’offre de travail, ` a partir de donn´ ees retra¸ cant sur longues p´ eriodes ` a la fois les statuts professionnels et les statuts r´ esidentiels.

1.3 Statut r´ esidentiel et chˆ omage

Pour ceux qui ont d´ ecid´ e de participer au march´ e du travail, il est crucial de savoir si le fait d’ˆ etre propri´ etaire est plutˆ ot un avantage ou un handicap. On peut se demander si la propri´ et´ e immobili` ere a des r´ epercussions sur les comportements de recherche d’emploi et donc indirectement sur le taux de chˆ omage. Les politiques favorisant l’accession ` a la propri´ et´ e immobili` ere peuvent-elles nuire ` a la r´ eduction du chˆ omage ? Cette question fut l’une des plus populaires et des plus controvers´ ees dans la litt´ erature traitant des interactions entre les march´ es de l’emploi et du logement. Le d´ ebat fut initi´ e dans les ann´ ees quatre-vingt- dix par les travaux de Oswald (1996, 1998, 1999). Le point de d´ epart de ce dernier ´ etait l’observation d’une ´ evolution parall` ele des diff´ erents modes d’occupation du logement et du taux de chˆ omage. Au cours des derni` eres d´ ecennies, la plupart des pays europ´ eens ont connu

`

a la fois une forte croissance de leur proportion de propri´ etaires et une importante croissance de leur taux de chˆ omage. Oswald a avanc´ e plusieurs m´ ecanismes sous-jacents ` a cette relation positive entre taux de propri´ etaires et taux de chˆ omage national, qui n’a cess´ e ensuite d’ˆ etre test´ ee empiriquement par des mod` eles ´ econom´ etriques tant au niveau macro´ economique que micro´ economique.

1.3.1 Fondements th´ eoriques de

l’hypoth` ese d’Oswald

et prolonge- ments

Selon Oswald (1996, 1998, 1999), la r´ epartition du mode d’occupation de logements entre propri´ etaires et locataires est une explication alternative aux d´ eterminants usuels (g´ en´ erosit´ e du syst` eme d’allocation chˆ omage, pouvoir des syndicats, rigidit´ e des salaires, taux d’imposi- tion, etc) des diff´ erences internationales ou interr´ egionales entre taux de chˆ omage observ´ es en Europe et aux Etats-Unis. A partir de donn´ ees macro´ economiques, pour les principaux pays de l’OCDE sur la p´ eriode 1960-1990, il a mis en ´ evidence statistiquement une corr´ elation po- sitive entre taux de chˆ omage et proportion de propri´ etaires, tant au niveau national qu’entre r´ egions au niveau intra-national. Quoique mise en ´ evidence au niveau macro´ economique, il justifie cette relation positive, connue d´ esormais sous le nom

d’hypoth` ese d’Oswald

, par des fondements essentiellement micro´ economiques.

Oswald (1999) avance plusieurs m´ ecanismes sous-jacents ` a ce ph´ enom` ene, bas´ es pour la

plupart sur l’argument que la propri´ et´ e immobili` ere est un obstacle ` a toute mobilit´ e pourtant

n´ ecessaire ` a l’efficacit´ e du march´ e du travail. Les coˆ uts de mobilit´ e ´ elev´ es associ´ es ` a la pro- pri´ et´ e immobili` ere auraient des r´ epercussions sur trois cat´ egories d’actifs : les propri´ etaires au chˆ omage, les propri´ etaires en emploi et les chˆ omeurs y compris locataires. Premi` erement, la propri´ et´ e immobili` ere restreint le bassin d’emplois envisageables pour une embauche ce qui diminue l’efficacit´ e de la recherche d’emploi des chˆ omeurs ayant opt´ e pour ce statut r´ esidentiel. Dans cette optique, une augmentation du nombre de propri´ etaires devrait en- traˆıner une r´ eduction des possibilit´ es d’ad´ equations entre chercheurs d’emplois et emplois vacants, g´ en´ erant une hausse du taux de chˆ omage. Deuxi` emement, les contraintes de mobilit´ e occasionn´ ee par la propri´ et´ e immobili` ere joue n´ egativement sur le processus d’appariement des propri´ etaires en emploi. Ces derniers sont moins enclins que les locataires ` a chercher un nouvel emploi et/ou le font dans un bassin plus limit´ e, se privant par l` a-mˆ eme d’offres d’emplois int´ eressantes qui auraient am´ elior´ e la qualit´ e de leur appariement. La propri´ et´ e immobili` ere favorise donc la persistance des mauvaises ad´ equations salari´ e-emploi, rendant l’´ economie moins efficace (coˆ uts de production plus ´ elev´ es, diminution des revenus r´ eels) ce qui

`

a long terme pourrait ˆ etre une source de destructions d’emplois. Troisi` emement, les march´ es du logement domin´ es par une proportion ´ elev´ ee de propri´ etaires empˆ echent les chˆ omeurs, et notamment les plus jeunes sans apports financiers, de trouver un logement appropri´ e proche des emplois souhait´ es. De nouveau, cela limite les ad´ equations possibles entre chˆ omeurs et emplois vacants.

Selon Oswald, deux effets indirects pourraient renforcer les r´ epercussions directes des contraintes de mobilit´ e sur le taux de chˆ omage. D’une part, les propri´ etaires sont plus suscep- tibles d’empˆ echer les entreprises de s’installer dans les zones r´ esidentielles que les locataires, principalement car les incitations des propri´ etaires ` a se regrouper pour cr´ eer des lobbies sont plus fortes. D’autre part, les propri´ etaires ont tendance ` a accepter des distances domicile- travail plus longues, ce qui favorise les embouteillages et donc augmente les coˆ uts du travail.

Ces ph´ enom` enes sont nuisibles ` a l’´ economie dans son ensemble et sources de destructions d’emplois.

Les effets directs des coˆ uts de mobilit´ e ´ elev´ es des propri´ etaires sur le chˆ omage, avanc´ es par Oswald, ont par la suite ´ et´ e r´ einterpr´ et´ es dans le cadre de mod` eles micro´ economiques de recherche d’emploi. Leur principale innovation est de montrer l’importance de distinguer les comportements de recherche d’emplois sur le march´ e du travail local (c’est-` a-dire n’impliquant pas de changement de logement) et sur les march´ es du travail ´ eloign´ es (o` u un changement de logement serait n´ ecessaire). Par exemple, Munch, Rosholm & Svarer (2006) supposent que les salaires de r´ eserve peuvent ˆ etre h´ et´ erog` enes en fonction des diff´ erentes dimensions du march´ e du travail. Ils reconnaissent que la propri´ et´ e immobili` ere r´ eduit la mobilit´ e g´ eographique et la volont´ e de d´ em´ enager pour trouver un emploi. N´ eanmoins, ils consid` erent que les propri´ etaires ont tendance ` a accepter des salaires de r´ eserve plus bas pour rester localis´ es ` a proximit´ e de leur domicile ou au contraire ` a revendiquer des salaires de r´ eserve tr` es ´ elev´ es pour accepter des emplois impliquant un d´ em´ enagement. L’´ equilibre de leur mod` ele est caract´ eris´ e par un salaire de r´ eserve des locataires, identique sur tous les march´ es et encadr´ e par celui des propri´ etaires sur le march´ e local et celui des propri´ etaires sur les march´ es ´ eloign´ es. Ainsi, les propri´ etaires au chˆ omage devraient avoir des taux de transition vers les emplois locaux plus ´ elev´ es que les locataires, mais des taux de transition plus faibles vers les emplois non-locaux. Par cons´ equent, l’effet net du statut r´ esidentiel sur le taux de chˆ omage agr´ eg´ e est ambigu et reste une question

`

a trancher empiriquement. Pour que l’hypoth` ese d’Oswald soit v´ erifi´ ee dans un tel mod` ele,

il faudrait par exemple que les offres d’emplois soient beaucoup plus abondantes sur les march´ es ´ eloign´ es et que l’´ ecart entre les salaires de r´ eserve des propri´ etaires et des locataires soit important sur ces march´ es.

van Vuuren & van Leuvensteijn (2007) affinent le mod` ele de Munch et al. (2006) en int´ egrant des diff´ erences dans le profil temporel du montant des indemnit´ es chˆ omage entre locataires et propri´ etaires et en examinant leurs influences sur l’´ evolution des salaires de r´ eserve. Ils font l’hypoth` ese que les individus locataires sont indemnis´ es pendant la dur´ ee totale de leur ´ episode de chˆ omage, tandis que les propri´ etaires ne per¸ coivent d’indemnit´ es chˆ omage que pendant T p´ eriodes apr` es la date de d´ ebut du chˆ omage <sup>6</sup> . Cela implique une d´ ecroissance du salaire de r´ eserve des propri´ etaires sur le march´ e local jusqu’en T et d’un salaire de r´ eserve constant pour la suite. Ainsi, les pr´ edictions de leur mod` ele quant aux taux de sortie du chˆ omage sont les suivantes : sur le march´ e local, les dur´ ees de chˆ omage des locataires sont sans ambigu¨ıt´ e sup´ erieures ` a celles des propri´ etaires, mais contrairement

`

a Munch et al. (2006), il y a ind´ etermination sur le march´ e non-local : le salaire de r´ eserve des propri´ etaires sur ce dernier march´ e n’est pas forc´ ement sup´ erieur ` a celui des locataires, notamment en fonction du montant et de la dur´ ee du versement des indemnit´ es. L’effet du statut r´ esidentiel sur le taux de sortie global est donc lui aussi ind´ etermin´ e, d’o` u l’int´ erˆ et de l’´ evaluer empiriquement.

1.3.2 Validit´ e empirique sur donn´ ees macro´ economiques

Oswald (1996, 1998) estime la relation suivante par MCO non seulement pour les pays de l’OCDE sur la p´ eriode 1960-1990 mais aussi pour les r´ egions d’un mˆ eme pays (France, Royaume-Uni, Etats-Unis, Italie, Su` ede, Australie, Canada, Finlande, Espagne) :

U i = β 0 + β 1 HO i + v i (1.3)

en consid´ erant la variable de chˆ omage U i et la proportion de propri´ etaires HO i tant en niveau qu’en taux de croissance et en contrˆ olant parfois les sources d’h´ et´ erog´ en´ eit´ e inobserv´ ee par l’introduction d’effets fixes ⁷ . Il trouve qu’une augmentation de 10% du taux de propri´ etaire ferait augmenter le taux de chˆ omage d’environ 2% tant au niveau national que r´ egional. De nombreuses ´ etudes ont ensuite r´ epliqu´ e l’analyse d’Oswald sur diff´ erentes donn´ ees et avec un enrichissement de la sp´ ecification ´ econom´ etrique. Au niveau d´ esagr´ eg´ e des r´ egions ou des

´ etats, l’estimation de l’´ equation (1.3) sur donn´ ees finlandaises par Pehkonen (1999) et sur donn´ ees am´ ericaines par Partridge & Rickman (1997) donne des r´ esultats coh´ erents avec ceux d’Oswald avec un accroissement du chˆ omage variant de 1% ` a 2% pour une augmenta- tion de 10% du taux de propri´ etaire. Nickell (1998), Nickell & Layard (1999) et Belot & Van Ours (2001), en rajoutant comme variables explicatives suppl´ ementaires des ´ el´ ements institu- tionnels du march´ e du travail (indice de protection de l’emploi, taux de remplacement, dur´ ee des allocations chˆ omage, politique active du march´ e du travail, pouvoir des syndicats, etc) et en tenant compte de la dimension panel des donn´ ees, confirment pour les pays de l’OCDE que le taux de propri´ etaires dans l’´ economie influence significativement et positivement le taux de chˆ omage national.

6. Cette hypoth` ese refl` ete des dispositions l´ egislatives r´ ecentes aux Pays-Bas qui conditionnent l’attribution d’aides sociales ` a un plafond de richesse dans lequel la propri´ et´ e d’un logement est partiellement int´ egr´ ee.

7. L’indice i caract´ erise selon le cas le pays i ou bien la r´ egion i.

Cependant, les ´ etudes empiriques macro´ economiques les plus r´ ecentes sont moins favo- rables ` a

l’hypoth` ese d’Oswald

. Nickell, Nunziata & Ochel (2005) qui incluent notam- ment dans la r´ egression en plus des caract´ eristiques institutionnelles, le taux de chˆ omage retard´ e, des chocs de demande de travail et d’offre de monnaie ou le taux d’int´ erˆ et r´ eel trouvent un coefficient non significatif associ´ e ` a la proportion de propri´ etaires, pour 19 pays de l’OCDE sur la p´ eriode 1961-1995. Ce r´ esultat laisse supposer que la variable de statut d’oc- cupation ne captait pas uniquement son effet propre dans les travaux pr´ ec´ edents. Au niveau d´ esagr´ eg´ e, Gregg, Machin & Manning (2004) aboutissent aux mˆ emes conclusions : ils trouvent que bien que la propri´ et´ e immobili` ere accroˆıt significativement le chˆ omage pour les r´ egions du Royaume-Uni dans un mod` ele ` a effets fixes r´ egionaux, la relation devient n´ egative une fois que d’autres caract´ eristiques r´ egionales sont introduites. Green & Hendershott (2001b) montrent le manque de robustesse des r´ esultats obtenus par Oswald pour les 51 ´ etats am´ ericains ` a partir de l’´ equation (1.3). En l’effectuant pour diff´ erents groupes, ils mettent en ´ evidence que la relation propos´ ee par Oswald ne tient que pour la tranche d’ˆ age 35-64 ans et qu’elle est aussi souvent non significative si on restreint l’´ echantillon aux chefs de famille. Flatau, Forbes, Wood, Hendershott & O’Dwyner (2002b) trouvent aussi une tr` es forte instabilit´ e des coefficients de propri´ et´ e immobili` ere sur donn´ ees r´ egionales australiennes quand on passe de la r´ egression simple d’Oswald ` a des mod` eles incluant d’autres variables explicatives. Par ailleurs, ils montrent l’importance de distinguer parmi les propri´ etaires, ceux de plein droit et les acc´ edants et parmi les locataires, ceux d’un logement du secteur public et ceux d’un logement du secteur priv´ e, les r´ esultats pouvant ˆ etre oppos´ es pour ces sous-groupes.

Au vu de ces limites, Garcia & Hernandez (2004) et Coulson & Fisher (2009) proposent une m´ ethodologie ´ econom´ etrique alternative pour tester la validit´ e de l’hypoth` ese d’Oswald sur donn´ ees macro´ economiques. Contrairement aux ´ etudes pr´ ec´ edentes, ils adoptent une mod´ elisation d’´ equations simultan´ ees pour tenir compte du probl` eme d’endog´ en´ eit´ e associ´ e

`

a la relation entre taux de chˆ omage et propri´ et´ e immobili` ere. Plus pr´ ecis´ ement, Garcia &

Hernandez (2004) estiment par moindres carr´ es en trois ´ etapes le syst` eme suivant ` a partir de donn´ ees de 1991 pour les 46 provinces espagnoles :

ln(HO i ) = α 0 + α 1 P op2034 i + α 2 DISE i + α 3 W I i + α 4 ∆C O /C R

+ α 5 U i + i

ln(U i ) = β 0 + β 1 P op1524 i + β 2 LIN C i + β 3 ln(U 89 i ) + β 4 HO i + η i , (1.4) o` u P op2034 est la proportion de la population ˆ ag´ ee de 20 ` a 34 ans, DISE et W I la proportion de la population au sein de chaque province divorc´ ee ou s´ epar´ ee et veuve, C O /C R une mesure du coˆ ut relatif de la possession d’un logement par rapport ` a la location, P op1524 la propor- tion de la population entre 15 et 24 ans en ˆ age de travailler, LIN C le logarithme du revenu disponible par tˆ ete et U 89 le taux de chˆ omage retard´ e de 2 ans pour prendre en compte le ph´ enom` ene d’hyst´ er` ese. Finalement, ils aboutissent pour l’Espagne ` a des conclusions totale- ment oppos´ ees ` a celle d’Oswald : α <sub>5</sub> et β <sub>4</sub> sont significatifs mais n´ egatifs. Une augmentation de 10% du taux de propri´ etaires au niveau provincial serait associ´ e ` a une diminution du taux de chˆ omage d’environ 2,2%. Dans le mˆ eme temps, le chˆ omage d´ ecourage fortement l’accession

`

a la propri´ et´ e immobili` ere.

A partir d’un mod` ele similaire (´ equations 1.4) mais en int´ egrant dans l’´ equation de

chˆ omage le pourcentage de la population immigrante dans l’´ etat, le pourcentage de la popu-

lation ´ eduqu´ ee, le pourcentage de la population hispanique ou noire, Coulson & Fisher (2009)

trouvent sur donn´ ees am´ ericaines qu’une augmentation de 10% du taux de propri´ etaire r´ eduit

le taux de chˆ omage au niveau de l’´ etat d’environ 11%.

Ces r´ esultats mitig´ es au niveau macro´ economique fragilisent l’argumentaire d’Oswald.

On ne peut toutefois pas en tirer de conclusions d´ efinitives puisque les ´ etudes sur donn´ ees agr´ eg´ ees n’offrent pas une m´ ethode de r´ efutation robuste aux m´ ecanismes micro´ economiques sous-jacents ` a

l’hypoth` ese d’Oswald

. En effet, les r´ esultats agr´ eg´ es ne peuvent refl´ eter l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e des comportements individuels qu’au prix de conditions d’agr´ egation parti- culi` erement restrictives et rarement satisfaites. En outre, Green & Hendershott (2001b, 2001 a) notent qu’ils sont sujets ` a d’´ eventuels biais de s´ election. La significativit´ e du taux de propri´ etaires dans de telles r´ egressions peut refl´ eter des caract´ eristiques inh´ erentes aux pro- pri´ etaires plus que l’effet propre du statut d’occupation. Cette r` egle de s´ election non igno- rable dans le choix du statut r´ esidentiel des individus ne peut pas ˆ etre totalement contrˆ ol´ ee sur donn´ ees agr´ eg´ ees mˆ eme par une mod´ elisation simultan´ ee semblable ` a celle de Garcia &

Hernandez (2004) et Coulson & Fisher (2009). Le recours aux donn´ ees individuelles est donc

`

a privil´ egier car il permet un traitement ad´ equat de ces probl` emes.

1.3.3 Validit´ e empirique sur donn´ ees micro´ economiques

Les travaux empiriques r´ ealis´ es sur donn´ ees individuelles, et notamment ceux soucieux de tenir compte de l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e inobserv´ ee et du probl` eme d’endog´ en´ eit´ e, plaident pour une r´ efutation de plus en plus forte de

l’hypoth` ese d’Oswald

. Un certain nombre d’entre eux mettent aussi en ´ evidence que les propri´ etaires de plein droit et les acc´ edants ` a la pro- pri´ et´ e n’ont pas forc´ ement des comportements identiques de recherche d’emploi, n’´ etant pas confront´ es aux mˆ emes responsabilit´ es financi` eres. Deux m´ ethodologies ´ econom´ etriques ont essentiellement ´ et´ e envisag´ ees : l’une mod´ elise la probabilit´ e d’ˆ etre au chˆ omage et l’autre la dur´ ee de chˆ omage en fonction du statut r´ esidentiel.

1.3.3.1 Probabilit´ e d’ˆ etre au chˆ omage

Pour tester l’hypoth` ese que les propri´ etaires ont plus de risques d’ˆ etre au chˆ omage que les locataires, Coulson & Fisher (2002) ont utilis´ e un mod` ele probit, o` u la variable ` a expliquer est une variable dichotomique qui vaut 1 si l’individu est au chˆ omage et 0 sinon. L’impact du statut r´ esidentiel est simplement mesur´ e par l’introduction comme variable explicative d’une dichotomique ´ egale ` a 1 si l’individu est propri´ etaire et z´ ero sinon. L’application successive de cette m´ ethodologie aux donn´ ees am´ ericaines du recensement de la population (”Current Population Survey (CPS)”) de 2000 et de l’enquˆ ete sur les revenus de 1992 (”Panel Survey of Income Dynamics” (PSID)) montre que la probabilit´ e de chˆ omage est n´ egativement corr´ el´ ee

`

a la propri´ et´ e immobili` ere, r´ esultat contraire ` a l’hypoth` ese d’Oswald. Cependant, elle n’est pas exempte de d´ efauts : malgr´ e l’utilisation de donn´ ees micro´ economiques, elle ne tient pas compte des ´ eventuels biais associ´ es ` a l’omission de caract´ eristiques inobservables et ` a l’endog´ en´ eit´ e du statut r´ esidentiel.

Arulampalam, Booth & Taylor (2000) raffinent cette mod´ elisation en exploitant la dimen-

sion longitudinale du British Household Panel Survey (BHPS) sur la p´ eriode 1991-1995, ce

qui permet de contrˆ oler l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e individuelle inobserv´ ee. A l’aide d’un probit ` a effets al´ eaoires, ils confirment, pour la population britannique masculine, que la propri´ et´ e immo- bili` ere r´ eduit la probabilit´ e d’ˆ etre au chˆ omage. Ce r´ esultat ne leur paraˆıt pas incoh´ erent et ils le justifient comme suit : les propri´ etaires ont des contraintes financi` eres de long terme qui les incitent ` a chercher plus intensivement un emploi quand ils sont au chˆ omage et s’impliquer davantage quand ils sont en emploi, ce qui limite les risques de licenciement. Coulson & Fisher (2009) et Flatau, Forbes, Hendershott & Wood (2003) s’int´ eressent explicitement quant ` a eux au probl` eme d’endog´ en´ eit´ e du statut r´ esidentiel. Coulson & Fisher (2009) reprennent leurs donn´ ees initiales du CPS 2000 et r´ efutent statistiquement l’exog´ en´ eit´ e de la variable de pro- pri´ et´ e immobili` ere. De mˆ eme, Flatau et al. (2003) r´ epliquent sur les donn´ ees australiennes du Survey of Income and Housing Costs 1994-1997, la m´ ethodologie de Coulson & Fisher (2002) et montrent que la variable de propri´ et´ e immobili` ere est endog` ene dans cette mod´ elisation.

En cons´ equence, ils pr´ econisent l’utilisation de la m´ ethode des variables instrumentales ⁸ pour obtenir des conclusions robustes : elle consiste ` a remplacer la variable dichotomique refl´ etant le statut r´ esidentiel par la probabilit´ e pr´ edite d’ˆ etre propri´ etaire, estim´ ee en premi` ere ´ etape par un probit annexe. Coulson & Fisher (2009) et Flatau et al. (2003) concluent alors que le coefficient associ´ e ` a la propri´ et´ e immobili` ere, une fois instrument´ ee, reste significatif et n´ egatif.

La correction de l’endog´ en´ eit´ e sur donn´ ees am´ ericaines et australiennes confirment ainsi les r´ esultats des ´ etudes ant´ erieures : Flatau et al. (2003) estiment qu’une augmentation de 1% de la probabilit´ e pr´ edite d’ˆ etre propri´ etaire diminue la probabilit´ e d’ˆ etre au chˆ omage de 0,24%

pour les hommes et de 0,19% pour les femmes. Flatau et al. (2003) raffinent leur analyse en d´ ecomposant en cinq groupes le statut r´ esidentiel ⁹ (propri´ etaires de plein droit, acc´ edants ` a la propri´ et´ e, locataires priv´ es, locataires publics, log´ es ` a titre gratuit) et ils confirment l’ar- gumentaire de Arulampalam et al. (2000). Les acc´ edants ` a la propri´ et´ e avec les contraintes financi` eres les plus fortes ont une probabilit´ e deux fois moins ´ elev´ ee d’ˆ etre au chˆ omage que les propri´ etaires de plein droit, eux-mˆ emes moins touch´ es par les risques de chˆ omage que les locataires priv´ es, eux-mˆ emes moins touch´ es que les log´ es ` a titre gratuit et les locataires du secteur public.

Aucune des ´ etudes s’int´ eressant ` a l’influence de la propri´ et´ e immobili` ere sur la probabilit´ e d’ˆ etre au chˆ omage ne semble coh´ erente avec les arguments d’Oswald. N´ eanmoins, la robus- tesse de leurs conclusions m´ eriterait d’ˆ etre confirm´ ee ` a l’aide de mod` eles ´ econom´ etriques qui r´ esolvent en plus des questions d’endog´ en´ eit´ e celle de l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e inobserv´ ee. Par ailleurs, il faut garder en tˆ ete que la qualit´ e des r´ esultats obtenus par la m´ ethode des variables ins- trumentales est conditionnelle ` a la fiabilit´ e des instruments retenus. En effet, ces derniers doivent ˆ etre, dans notre cas, des variables influen¸ cant le choix du statut r´ esidentiel sans jouer un rˆ ole significatif sur la probabilit´ e d’ˆ etre au chˆ omage. Or, le choix de telles variables est souvent difficile voire arbitraire. Flatau et al. (2003) utilisent comme instrument l’ˆ age de la personne ce qui est contestable puisque de nombreuses ´ etudes montrent que les jeunes ont des risques de chˆ omage plus ´ elev´ es que le reste de la population active. On peut donc avoir de s´ erieux doutes sur la fiabilit´ e de leurs conclusions. Coulson & Fisher (2009) pr´ ef` erent utiliser le taux d’imposition marginal dans l’´ etat et le sexe des enfants du m´ enage, instruments a priori plus d´ efendables. En cons´ equence, la justification du choix des instruments est cru- ciale : les diff´ erences d’instruments retenus peuvent ˆ etre ` a l’origine d’une grande variabilit´ e

8. Pour des d´ etails sur la m´ ethode des variables instrumentales, voir par exemple Heckman (1979).

9. La seule diff´ erence m´ ethodologique est que les probabilit´ es pr´ edites des choix d’occupation r´ esidentielle

sont alors obtenues par l’estimation d’un logit multinomial et non plus un probit simple.

de conclusions entre ´ etudes. Les mˆ emes pr´ ecautions dans le choix des instruments doivent aussi s’appliquer lorsque l’on ´ etudie les dur´ ees de chˆ omage.

1.3.3.2 Dur´ ee des ´ episodes de chˆ omage

Les travaux empiriques ´ etudiant les dur´ ees des ´ episodes de chˆ omage sont plus nombreux et aboutissent ` a des conclusions plus controvers´ ees. De nouveau, on peut constater une pro- gression dans la sophistication des mod` eles ´ econom´ etriques mis en œuvre. Dans ce domaine, la premi` ere ´ etude r´ ealis´ ee sur donn´ ees micro´ economiques revient ` a Goss & Phillips (1997).

Ils ´ evaluent l’impact du statut r´ esidentiel sur les dur´ ees de chˆ omage de fa¸ con indirecte en se basant sur des mod` eles param´ etriques de hasard distincts pour le groupe des propri´ etaires et le groupe des locataires. En substituant ensuite les moyennes des variables explicatives pour les propri´ etaires dans la r´ egression pour les locataires et alternativement les moyennes des variables explicatives des locataires dans la r´ egression des propri´ etaires, ils calculent l’im- pact de la propri´ et´ e immobili` ere sur la dur´ ee de chˆ omage. Ils trouvent ` a partir des donn´ ees am´ ericaines du PSID 1986 que le fait d’ˆ etre propri´ etaire r´ eduit la dur´ ee de chˆ omage de l’ordre de 11,6 ` a 17,8 semaines selon la m´ ethode retenue. Leur ´ etude ´ etait ` a l’´ epoque novatrice dans le sens o` u elle discutait des principales questions associ´ ees ` a la mod´ elisation de l’impact du statut r´ esidentiel tant th´ eoriques avec l’importance de distinguer les propri´ etaires avec ou sans emprunt immobilier qu’empiriques avec les probl` emes de biais de s´ election et d’endog´ en´ eit´ e.

Ainsi, les travaux post´ erieurs ont continu´ e dans la mˆ eme voie en mettant ces diff´ erents points au cœur de leurs pr´ eoccupations, hormis Coulson & Fisher (2002). Ces derniers mod´ elisent les ´ episodes de chˆ omage ` a l’aide d’un mod` ele de dur´ ee param´ etrique de type Weibull ¹⁰ o` u la propri´ et´ e immobili` ere est introduite comme variable explicative par une simple dichotomique.

Ils obtiennent ` a partir des donn´ ees am´ ericaines du PSID 1992 que le fait d’ˆ etre propri´ etaire exerce une influence significative et n´ egative sur la dur´ ee de chˆ omage. On doit accorder tou- tefois peu de cr´ edit ` a ces conclusions en raison de la non-prise en compte de l’endog´ en´ eit´ e du statut r´ esidentiel et de la sp´ ecification param´ etrique retenue. L’hypoth` ese de densit´ e Weibull impose ` a la probabilit´ e de sortie du chˆ omage d’ˆ etre monotone avec la dur´ ee de l’´ episode, ce qui n’est pas forc´ ement v´ erifi´ ee. Le choix de distributions plus g´ en´ erales telles que les lois gamma g´ en´ eralis´ ee ou Sigh-Maddala aurait permis de lever cette restriction.

Green & Hendershott (2001a) et Brunet & Lesueur (2004) essaient de r´ esoudre le probl` eme d’endog´ en´ eit´ e en utilisant la m´ ethode d’estimation par variables instrumentales en deux

´ etapes. Elle consiste l` a-encore ` a estimer dans un premier temps une ´ equation de statut r´ esidentiel par un probit et dans un second temps ` a utiliser le statut pr´ edit dans le mod` ele de dur´ ee de chˆ omage. Green & Hendershott (2001a) obtiennent ainsi sur les donn´ ees am´ ericaines du PSID 1988-1991 que parmi les chˆ omeurs, les individus propri´ etaires de leur logement trouvent significativement moins rapidement un emploi que les individus qui en sont locataires, comme le sugg´ erait l’hypoth` ese d’Oswald. Ils ´ evaluent que cet effet individuel correspondrait

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a un niveau agr´ eg´ e ` a une augmentation du taux de chˆ omage de 0,25% suite ` a une hausse de 10% du taux de propri´ etaire, soit seulement un huiti` eme de l’ampleur obtenue par Oswald (1996). Leur ´ etude pr´ esente n´ eanmoins trois principales limites : i) leur mod` ele de dur´ ee est fond´ e sur la distribution Weibull ; ii) les instruments utilis´ es sont les variables dichotomiques

10. Pour des d´ etails sur les mod` eles de dur´ ee, voir par exemple Kiefer (1988) et Lancaster (1990).

caract´ erisant chaque ´ etat am´ ericain, ce qui est fortement discutable ; iii) l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e des ca- ract´ eristiques inobserv´ ees n’est pas prise en compte. Brunet & Lesueur (2009, 2004) r´ epondent

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a ces critiques ` a partir des donn´ ees fran¸ caises de l’enquˆ ete Trajectoire des Demandeurs d’Em- ploi – March´ e Local du Travail de la DARES, qui porte sur les zones d’emploi de l’Ile de France, du Nord et de la r´ egion PACA. La richesse de cette base de donn´ ees leur permet d’utiliser des instruments plus convaincants qui refl` etent ` a la fois des caract´ eristiques locales du march´ e du logement et du lieu de r´ esidence et qui captent le coˆ ut relatif de la location

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a la propri´ et´ e. Il s’agit par exemple d’indices des prix de vente des biens immobiliers ou du niveau des loyers dans la commune, du taux de logements vacants, de la proportion de propri´ etaires au niveau d´ epartemental ou encore de la distance moyenne aux emplois. Par ailleurs, ils ont proc´ ed´ e ` a diff´ erentes estimations param´ etriques et semi-param´ etriques et leur mise en concurrence indique que la loi log-normale est la mieux adapt´ ee ` a leurs donn´ ees, c’est-` a-dire que le taux de hasard est non-monotone. Enfin, ils introduisent une correction de l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e inobserv´ ee par une loi Gamma. Leurs r´ esultats ´ econom´ etriques ne r´ efutent pas l’existence d’un effet significatif et positif de la propri´ et´ e immobili` ere sur la dur´ ee de chˆ omage. L’absence de repr´ esentativit´ e au niveau national de l’´ echantillon invite n´ eanmoins

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a prendre avec prudence ces conclusions. C’est pourquoi, Brunet, Clark & Lesueur (2007) raffinent l’analyse en exploitant des bases de donn´ ees fran¸ caises (partie fran¸ caise du Panel Europ´ een des M´ enages 1994-2002 ) et anglaises (BHPS 1991-2001 ) plus repr´ esentatives et en distinguant cinq modes d’occupations de logement (propri´ etaires de plein droit, acc´ edant ` a la propri´ et´ e, locataires du secteur public, locataires du secteur priv´ e et log´ es ` a titre gratuit).

Le choix du statut r´ esidentiel est mod´ elis´ e par un logit multinomial avec comme instruments l’ˆ age de l’individu lors de l’entr´ ee dans son logement et la cat´ egorie socioprofessionnelle du p` ere. Les probabilit´ es pr´ edites sont ensuite utilis´ ees pour l’estimation du mod` ele de dur´ ee de chˆ omage ` a partir d’une distribution Gamma g´ en´ eralis´ ee. Brunet et al. (2007) ne confortent que partiellement les conclusions de Brunet & Lesueur (2004, 2009) : la dur´ ee des ´ episodes de chˆ omage serait bien, en France et dans une moindre mesure au Royaume-Uni, positivement corr´ el´ ee au statut de propri´ etaire de plein droit, mais elle serait n´ egativement corr´ el´ ee au sta- tut d’acc´ edant ` a la propri´ et´ e. Cela montre l’int´ erˆ et d’isoler l’effet sp´ ecifique des contraintes financi` eres des acc´ edants ` a la propri´ et´ e d´ ej` a sugg´ er´ ees par B¨ oheim & Taylor (1999) et Aru- lampalam et al. (2000). Brunet et al. (2007) montrent aussi qu’en France, les locataires du secteur priv´ e et du secteur social auraient des taux de sortie du chˆ omage identiques toutes choses ´ etant ´ egales par ailleurs, alors qu’au Royaume-Uni, l’acc` es au logement social aurait un effet discriminant n´ egatif sur la dur´ ee de chˆ omage.

Flatau, Forbes, Wood & Hendershott (2002a) tiennent compte d’une troisi` eme source de biais potentiel <sup>11</sup> dans l’estimation de l’impact du statut r´ esidentiel sur la dur´ ee de chˆ omage : la s´ election de l’´ echantillon. Afin que leurs conclusions soient valables pour l’ensemble de la population active alors que leur ´ echantillon se restreint ` a des chˆ omeurs, ils rajoutent comme variable explicative de la dur´ ee de chˆ omage l’inverse du ratio de Mills, calcul´ e ` a partir d’un probit expliquant le fait d’ˆ etre ou non au chˆ omage. Ils estiment le mod` ele de Cox ` a hasard proportionnel suivant :

D i = h(X i γ + β 1 HO ˆ i + β 2 ε i + β 3 λ i + u i ) (1.5) o` u D i est la dur´ ee de chˆ omage, h la fonction de hasard, HO ˆ i la probabilit´ e pr´ edite d’ˆ etre propri´ etaire pour tenir compte de l’endog´ en´ eit´ e, ε i le terme d’erreur du probit expliquant le

11. Les premi` eres ´ etaient respectivement l’endog´ en´ eit´ e de la variable de statut et l’h´ et´ erog´ en´ eit´ e inobserv´ ee.