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Des mobilités résidentielles de début de carrière moins favorables aux femmes

De
20 pages
40 %des 742 000 jeunes sortis de formation initiale en 1998 ont déménagé et changé de zone d’emploi au cours de leurs sept premières années de vie active. Ils sont même 13 % à avoir connu au moins deux changements. Dans sept cas sur dix, ces changements conduisent les jeunes à changer de département et environ une fois sur deux à s’installer dans une autre région. Dans 15 % des cas, il s’agit d’un retour vers la région qu’ils avaient quittée en cours d’études. L’ancrage territorial apparaît donc faible au sein des nouvelles générations. Si les jeunes sont dans leur grande majorité potentiellement mobiles, tous ne le sont pas dans les faits. Plusieurs facteurs influencent la décision de migration. Certains, souvent cités, sont confirmés : l’âge, le niveau de diplôme, les expériences antérieures de mobilité et la présence d’enfants. D’autres sont mis en évidence, comme le fait d’avoir des parents nés à l’étranger, et la situation d’emploi : relativement aux individus employés avec des contrats de travail instables (CDD, intérim, contrats aidés), les chômeurs sont plus mobiles et les personnes qui ont un emploi à durée indéterminée le sont moins. Par ailleurs, le genre et la situation matrimoniale ne sont pas sans effet. Ainsi, dans les couples, le niveau de diplôme des femmes perd son influence significative sur la propension à migrer quand celui des hommes la conserve. Les mobilités résidentielles et professionnelles sont souvent liées. Les deux tiers des migrations de zone d’emploi s’accompagnent d’un changement professionnel. Mais, pour les migrants vivant en couple, les changements d’emploi concernent beaucoup plus les hommes que les femmes et la différence s’accroît avec le temps. Les femmes sont, elles, davantage touchées par des transitions entre l’emploi et le non-emploi. Les femmes en couples ayant migré sont ainsi en proportion trois fois plus nombreuses (13 %) que les hommes (4 %) à avoir perdu leur emploi.
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TERRITOIRE
Des mobilités résidentielles de début
de carrière moins favorables aux femmes
Jean-Jacques Arrighi*, Céline Gasquet*, Valérie Roux**
40 % des 742 000 jeunes sortis de formation initiale en 1998 ont déménagé et changé
de zone d’emploi au cours de leurs sept premières années de vie active. Ils sont même
13 % à avoir connu au moins deux changements. Dans sept cas sur dix, ces changements
conduisent les jeunes à changer de département et environ une fois sur deux à s’instal-
ler dans une autre région. Dans 15 % des cas, il s’agit d’un retour vers la région qu’ils
avaient quittée en cours d’études. L’ancrage territorial apparaît donc faible au sein des
nouvelles générations.
Si les jeunes sont dans leur grande majorité potentiellement mobiles, tous ne le sont pas
dans les faits. Plusieurs facteurs infl uencent la décision de migration. Certains, souvent
cités, sont confi rmés : l’âge, le niveau de diplôme, les expériences antérieures de mobi-
lité et la présence d’enfants. D’autres sont mis en évidence, comme le fait d’avoir des
parents nés à l’étranger, et la situation d’emploi : relativement aux individus employés
avec des contrats de travail instables (CDD, intérim, contrats aidés), les chômeurs sont
plus mobiles et les personnes qui ont un emploi à durée indéterminée le sont moins. Par
ailleurs, le genre et la situation matrimoniale ne sont pas sans effet. Ainsi, dans les cou-
ples, le niveau de diplôme des femmes perd son infl uence signifi cative sur la propension
à migrer quand celui des hommes la conserve.
Les mobilités résidentielles et professionnelles sont souvent liées. Les deux tiers des
migrations de zone d’emploi s’accompagnent d’un changement professionnel. Mais,
pour les migrants vivant en couple, les changements d’emploi concernent beaucoup plus
les hommes que les femmes et la différence s’accroît avec le temps. Les femmes sont,
elles, davantage touchées par des transitions entre l’emploi et le non-emploi. Les fem-
mes en couples ayant migré sont ainsi en proportion trois fois plus nombreuses (13 %)
que les hommes (4 %) à avoir perdu leur emploi.
* Céreq
** Insee Direction Régionale PACA
Les auteurs remercient les deux rapporteurs anonymes d’Économie et Statistique pour leurs remarques sur les précé-
dentes versions de cette étude.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008 61es changements qui s’opèrent depuis une naissances et la scolarité des enfants réduisent Ltrentaine d’années dans l’occupation de ensuite le taux de migration qui reste faible entre
l’espace sont d’une telle ampleur qu’ils relèvent 35 et 50 ans et repart à la hausse à l’approche de
plus de la mutation que de la simple évolution la retraite. L’importance de ce modèle, au sein
(Benoit, 1995). En vingt ans (1970-1992), le de la population scolarisée dans l’enseignement
nombre de passagers du transport aérien inté- supérieur, est attestée par les observations empi-
rieur a triplé, malgré le TGV et le doublement, en riques issues des recensements de population
dix ans (1982-1992), du nombre de voyageurs/ (Baccaïni, 2001). Pour autant, les jeunes sor-
km sur le réseau grandes lignes de la SNCF. Sur tis de l’enseignement secondaire, avec ou sans
la même période, les trajets en transports col- diplôme, n’ont pas des comportements très dif-
lectifs urbains (Île-de-France et Province) ont férents (Debrand et Taffi n, 2005). Seul change
progressé de 75 %, malgré la concurrence de l’espace de mobilité : il se réduit et dépasse plus
l’automobile. Entre 1990 et 1999, une personne rarement les frontières régionales.
sur deux a déménagé, dont deux tiers ont changé
de commune, un tiers de département et 20 % L’observation d’une cohorte défi nie par l’évé-
de région (Baccaïni, 2001). Elles ne se sont nement « être sorti de formation initiale » une
pas pour autant rapprochées de leur emploi. En année donnée, la « Génération 1998 » (cf. enca-
effet, ceux qui quittent chaque jour leur com- dré 1), permet d’étudier les migrations à cette
mune pour aller travailler sont de plus en plus période charnière de l’entrée dans la vie adulte.
nombreux : en 1999, ils représentaient 64 % L’identifi cation des mobilités géographiques
des salariés ; en 2004, la proportion approche suppose au préalable de défi nir un espace géo-
trois salariés sur quatre (73 %) (Baccaïni et al., graphique de référence. Les études portant sur
2007). Et ils vont de plus en plus loin : la dis- l’entrée dans la vie active des jeunes ont sou-
tance quotidienne moyenne parcourue atteint vent centré leurs analyses sur l’échelon régional
26 kilomètres en 2004. (Cuney et al., 2003 ; Perret et Roux, 2004). Cet
échelon s’avère très pertinent pour les diplômés
de l’enseignement supérieur qui sont de fait fré-Avec la spécialisation de l’espace, le rapport
quemment amenés à « investir » dans des dépla-structurant de l’homme à son territoire se délite.
cements géographiques de longue distance afi n Le village, la petite ville, le quartier sont de
de saisir au mieux les opportunités d’emploi moins en moins vecteurs d’identité ou de soli-
et/ou de salaires auxquels ils peuvent préten-darités essentielles. Ils se dissolvent dans une
dre. En revanche, pour les sortants de l’ensei-succession vécue de périmètres fonctionnels :
gnement secondaire, les frontières régionales zone résidentielle, zone d’activité, zone de
semblent déjà très lointaines : la relation forma-chalandise, espace de loisir, espace de transit.
tion/emploi se noue davantage à l’échelle de la Une typologie (Pan Ké Shon, 2005) construite
ville et les jeunes qui changent de commune de à partir d’une analyse lexicale des réponses à la
résidence sont déjà des « migrants ». La réfé-question « Pouvez-vous dire, en quelques mots,
rence territoriale utilisée ici est la zone d’em-ce que votre quartier représente pour vous ? »
ploi, zonage d’étude défi ni comme un espace n’isole qu’une classe d’individus dont la relation
géographique à l’intérieur duquel la plupart au quartier est fusionnelle : « les enracinés ». Ils
des actifs résident et travaillent (1). Les zones ne représentent que 12 % de la population. Pour
d’emploi constituent une partition du territoire les cinq autres familles identifi ées, le rapport au
en 348 bassins censés être adaptés aux études quartier de résidence est consumériste – satis-
locales sur l’emploi. Margirier (2004) a mon-fait ou non – quand il n’est pas vécu comme
tré que ce découpage permettait de « révéler la substantiellement provisoire, ou qu’il ne témoi-
1mobilité géographique des moins qualifiés ».gne d’un isolement social problématique.
Tout au long de l’article, les différences de Le lien fusionnel rompu, la migration est vécue
comportements migratoires entre hommes et sans enjeu fort, elle survient au gré des oppor-
femmes seront étudiées ainsi que leurs effets tunités, des contraintes et des évènements de
apparents sur les carrières respectives. En effet, la vie. De nombreux travaux montrent l’émer-
si le niveau d’éducation des jeunes femmes est gence d’un modèle de cycle de vie dans la
devenu plus élevé que celui des jeunes hommes, plupart des pays de l’OCDE. Une première
elles sont toujours confrontées à un moindre migration survient durant les études – 80 % des
rendement de leur qualifi cation sur le marché du étudiants poursuivent leurs études supérieures
dans 30 des 354 aires urbaines de France métro-
politaine – suivie d’une ou de plusieurs autres
1. C’est moins vrai aujourd’hui. Déjà en 1999, 30 % des actifs
au cours des premières années d’activité. Les résidaient hors de leur zone d’emploi (Insee).
62 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008travail (Battagliola et al., 1990). Ainsi, un tiers al. (1990) ont déjà noté « qu’en suivant leurs
des jeunes femmes sorties de formation initiale maris, elles abandonnent un emploi actuel et
en 1998 et vivant en couple en 2005, déclarent retrouvent souvent des emplois déqualifiés par
avoir un conjoint de niveau d’études inférieur rapport à leur formation initiale ».
au leur, contre 15 % des jeunes hommes. Et
pourtant, dans 58 % des cas, ces mêmes jeunes
Migration des femmes et carrières : femmes gagnent moins que leur conjoint. Or, si
des liens complexes à dénouerles contraintes familiales pèsent davantage sur
l’itinéraire professionnel des jeunes femmes, ce
Après une période de baisse entre 1975 et 1990, phénomène risque d’être accentué par certaines
mobilités géographiques. Peu d’études ont été les mobilités résidentielles se sont de nouveau
développées sur ce sujet, mais Battagliola et accentuées. Mais avec l’accroissement de l’acti-
Encadré 1
LES ENQUÊTES « GÉNÉRATION » DU CÉREQ
L’enquête Génération 98, réalisée par le Céreq, a pour migratoires (une cohorte qui entre dans la vie adulte)
objectif d’analyser les parcours sur le marché du tra- incite à observer ces concomitances, tout en neutra-
vail des 742 000 jeunes sortis de formation initiale en lisant au mieux les effets d’endogénéité induits par la
1998 à tous les niveaux de formation. Un échantillon simultanéité apparente des évènements.
de 54 000 jeunes a fait l’objet d’une première interro-
Dans cette étude, les mobilités professionnelles ana-gation au printemps 2001, soit trois ans après la fi n
lysées sont ainsi celles ayant eu lieu entre la sortie du de leurs études. Une deuxième interrogation a eu lieu
système scolaire et la première interrogation, puis entre au printemps 2003, puis une troisième au printemps
chaque interrogation. L’échantillon mobilisé est celui 2005, soit sept années après la sortie du système
des 16 000 jeunes ayant répondu aux trois vagues éducatif. Un échantillon de 33 000 jeunes a été extrait
d’interrogation. Les mobilités professionnelles ayant des 54 000 ayant répondu à la première interrogation
eu lieu entre ces dates ne sont pas prises en compte, au printemps 2001. Sur cet échantillon, 22 000 jeunes
au même titre que les changements de domicile inter-ont répondu à la deuxième interrogation en 2003 et
médiaires. L’enquête donne également, au moment de 16 000 à la troisième interrogation en 2005. Les indi-
chaque interrogation, des informations sur le conjoint vidus enquêtés lors des ré-interrogations du panel
de l’enquêté, notamment sur son niveau de diplôme, présentent des caractéristiques différentes de ceux
sa situation sur le marché du travail et sa catégorie enquêtés lors de la première interrogation. Les dis-
socioprofessionnelle. Cependant, entre deux enquê-torsions signifi catives ont été mesurées et redressées
grâce à une pondération qui restitue la structure du tes, le conjoint peut avoir changé, sans que nous puis-
panel. sions le repérer.
Des informations à caractère subjectif sont également L’enquête, construite autour d’un calendrier profes-
collectées qui portent sur la situation et les objectifs sionnel, permet de décrire toutes les séquences d’em-
professionnels et individuels, les perspectives d’avenir, ploi et de non-emploi depuis la sortie du système édu-
catif. Chaque épisode d’emploi est décrit de manière les discriminations ressenties, etc. Lors de la ré-interro-
détaillée : contrat de travail, salaire, temps de travail, gation de 2005, un module portait sur l’attachement au
caractéristiques et implantation géographique de l’en- territoire. Aux individus qui résidaient encore chez leurs
parents la question posée était : « Lorsque vous emmé-treprise, etc. Ces informations sont mises en regard
nagerez dans votre logement souhaitez vous rester dans avec les informations concernant les caractéristi-
ques sociodémographiques des jeunes (information votre quartier ? Dans votre ville ? Dans votre région ? ».
détaillée concernant le diplôme et le parcours scolaire, Plusieurs questions cernaient comment la décohabita-
l’origine socioculturelle, le mode d’habitat, l’origine tion avait eu lieu : « Lorsque vous avez quitté le domicile
parental, êtes vous resté dans le même quartier ? Dans géographique, etc.).
la même ville ? L’auriez vous souhaité ? » ; « Aujourd’hui
La source comporte cependant un certain nombre vous habitez à moins de 30 km ou à plus de 30 km de
de limites, qui gênent l’élucidation précise des cau- cette ville (de ce quartier) d’origine ? ».
salités entre mobilité géographique et position sur le
marché du travail. En particulier, les individus ne sont Les projets étaient également interrogés : « Envisagez-
pas localisés de façon continue mais seulement à leur vous de changer de logement dans les douze mois à
e venir ? » et, en cas de réponse positive : « Souhaitez entrée en 6 , à la sortie du système scolaire (1998) et
à chaque interrogation (2001, 2003 et 2005). Nous ne vous rester dans votre quartier ? » avec trois répon-
pouvons donc que constater une concomitance entre ses possibles : « oui absolument – oui pourquoi pas
mobilité géographique et mobilité professionnelle sur – non ». Enfi n, à l’ensemble des répondants, la ques-
une période donnée, sans connaître l’antériorité de tion suivante était posée : « Pour avancer dans votre
l’une par rapport à l’autre. Néanmoins, l’intérêt de la carrière, êtes vous prêt à quitter la région dans les cinq
population étudiée du point de vue des mouvements ans à venir ? ».
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008 63vité féminine, ces mobilités se sont révélées de l’homme et de la femme n’étaient pas symétri-
plus en plus complexes à gérer, notamment pour ques par rapport à la migration, les femmes étant
les couples bi-actifs. beaucoup plus souvent dans la position de « tied
partner » c’est-à-dire de « conjoint attaché ».
La théorie économique la plus fréquemment En Grande-Bretagne, Taylor (2006) estime,
sollicitée pour rendre compte de ces migrations par exemple, que les femmes sont deux fois
résidentielles est celle du capital humain, qui plus souvent migrantes attachées que les hom-
assimile la migration à un investissement grâce mes. En effet, il semblerait que se maintienne,
dans les mentalités individuelles et collectives, auquel l’individu reçoit en retour des perspecti-
l’idée que le travail de l’homme et celui de la ves d’emploi et de salaires supérieures. La migra-
femme ne se valent pas toujours. En Allemagne, tion a lieu si le bénéfi ce net escompté dépasse
Blossfeld et ali. (1998) montrent que « même au les coûts induits, tant fi nanciers (déménagement,
sein des couples où les ressources des femmes logement, etc.) que psychologiques (perte de
excèdent largement celles de leurs maris, ceux-réseaux sociaux et déracinement notamment).
ci travaillent habituellement à temps complet, Pour les couples, le rendement potentiel de la
et les épouses adaptent leur engagement pro-mobilité est analysé au regard de la situation
fessionnel en fonction des besoins familiaux ». professionnelle des deux époux (Mincer, 1978).
Le modèle social dominant serait donc encore, Les coûts induits sont alors souvent supérieurs,
dans la plupart des pays développés, celui du ce qui implique, dans les faits, une moindre
« male bread-winner », c’est-à-dire de l’homme mobilité des personnes en couple (Courgeau et
pourvoyeur de nourriture, ce modèle étant sous-Méron, 1995 ; Boheim et Taylor, 1999). D’après
tendu par des valeurs machistes encore très pré-le modèle économique de migration familiale de
gnantes (Algan et Cahuc, 2004).Mincer, selon les rendements nets escomptés,
quatre situations peuvent se produire :
Les facteurs qui infl uencent les mobilités rési-
dentielles sont assez bien connus et font l’ob-- si le bénéfi ce net est positif globalement, mais
jet d’un relatif consensus : la mobilité est plus aussi pour chacun des conjoints, la migration
élevée pour les plus jeunes ; elle est infl uencée aura lieu ;
positivement par le niveau de diplôme et par
- si le bénéfi ce net est positif globalement, les expériences antérieures de mobilité résiden-
tielle ; elle est réduite par la présence d’enfants mais que l’un des conjoints y perd profession-
dans le foyer.nellement, la migration aura lieu ; le conjoint
qui y perd sera appelé en anglo-saxon le « tied
mover » c’est-à-dire le « migrant attaché » ; En revanche, la mesure des effets de la migra-
tion sur les carrières s’avère plus diffi cile et les
- si le bénéfi ce net global est négatif, mais que études cherchant à en évaluer l’impact sont plus
l’un des conjoints aurait gagné à la migration, rares. La diffi culté provient de la simultanéité
la migration n’aura pas lieu. Le conjoint qui y des évènements observés (changement de rési-
aurait gagné sera nommé le « tied stayer » c’est- dence et changement de conditions d’emploi),
à-dire le « sédentaire attaché » ; simultanéité qui génère des biais d’endogénéité
(cf. encadré 2), diffi ciles à prendre en compte
- le ménage peut se diviser si le gain potentiel (Greenwood, 1997). Ces biais sont liés au fait
est très important pour l’un des deux partenaires. qu’il existe des facteurs, observables ou non, qui
À l’époque, Mincer pensait à des séparations en jouent à la fois sur la carrière et sur le choix de
termes de divorce. De nos jours, se développe migrer. Ils engendrent une corrélation entre la
le phénomène des « intermittents du foyer » qui variable explicative (ici la migration) et le résidu
intéresse de plus en plus les économistes et les de l’équation que l’on estime et biaisent, in fine,
sociologues (Bertaux-Wiame et Tripier, 2006 ; l’estimation directe des coeffi cients associés à
Reuschke, 2006). ces variables explicatives. On obtient alors une
estimation fausse de l’effet de la migration sur
Cette théorie économique considère ainsi le la carrière, cette estimation étant la résultante
travail de l’homme et de la femme de manière de l’effet de la migration et de l’effet des autres
symétrique ; le calcul fi nancier du gain potentiel variables non observables qui interagissent sur
de la mobilité pour le couple se déduisant princi- les deux phénomènes (carrière et mobilité).
palement du revenu cumulé des deux conjoints.
Il est ainsi complexe de séparer les causes des
Mais dans la pratique, la plupart des travaux conséquences, comme le soulignait déjà Muth
empiriques ont démontré que les positions de en 1971. De fait, certaines études les igno-
64 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008rent tandis que d’autres tentent de les prendre accroissent le risque d’être sans emploi, en par-
en compte par des méthodes économétriques ticulier pour celles qui en avaient un auparavant.
appropriées (Kriaa et Plassard, 1994 ; Perret et Et même lorsque les femmes ont un meilleur
Roux, 2004). emploi que leur conjoint, elles s’avèrent encore
pénalisées.
Les travaux de recherches visant à mesurer les
effets différenciés de la mobilité géographique À l’opposé, le manque de mobilité géographique
selon le genre sont encore plus rares, en parti- de certaines femmes diplômées pourrait être un
culier en France, et leurs résultats ne convergent obstacle à leur ascension professionnelle, ce qui
pas nécessairement. serait une explication importante de l’existence
du fameux « plafond de verre » (ensemble des
La plupart tendent à prouver que la migration obstacles visibles et invisibles que rencontrent
les femmes pour accéder aux niveaux élevés des familiale a un effet négatif sur la participation
des femmes au marché du travail mais égale- hiérarchies organisationnelles). Laufer (2003)
ment sur leur temps de travail et leur salaire souligne ce facteur, dans un rapport de recher-
(Boyle et al., 1999). D’après Boyle et al. (1999), che fi nancé par la Dares, en expliquant que ces
femmes « envisagent avec difficulté de remettre en Grande-Bretagne, la probabilité d’être sans
emploi est la plus forte pour les femmes ayant en cause de manière répétée la carrière de leur
migré. À l’inverse, des preuves de rendements conjoint ». Guitton (2007), étudiant des carriè-
positifs existent pour les hommes (Boheim et res biographiques dans la fonction Ressources
Taylor, 2005). Généralement, l’interprétation Humaines, observe qu’elles sont surdétermi-
nées, pour les femmes, par des choix clairs au est que la migration a été choisie pour satis-
faire les aspirations de carrière de l’homme, sein du couple. Or, dans les entreprises, comme
au détriment de la femme. Et cet effet n’ap- dans la fonction publique, l’exigence de mobilité
paraît pas forcément qu’à court terme : l’effet conditionne l’accès aux fonctions dirigeantes.
négatif cumulatif des migrations pourrait ainsi
expliquer une partie de l’écart d’emploi et de En France, les quelques études sur le sujet
rémunération entre les hommes et les femmes, obtiennent des résultats différenciés : Guillotin
en particulier dans un monde de plus en plus et Hamouche (1999) identifi ent ainsi un effet
mobile (Taylor M, 2006). défavorable de la mobilité sur les salaires des
femmes : dans les carrières ascendantes (crois-
Boyle et al. (1999) montrent également qu’en sance du salaire), la migration ralentit la crois-
Grande-Bretagne, les migrations au profi t de la sance et accélère les carrières descendantes.
carrière de l’homme ont un effet négatif grave À partir de données de panel, Pailhé et Solaz
sur le statut d’emploi de la femme ; même (2001) identifi ent, quant à elles, un effet posi-
les migrations motivées par d’autres raisons tif de la migration – au sens d’un changement
Encadré 2
BIAIS D’ENDOGÉNÉITÉ ET MODÈLES PROBIT BIVARIÉ
Lorsque l’on veut étudier l’effet de la migration sur la modèle) et inobservables qui différencient les mobiles
carrière des hommes et des femmes, il existe un biais des non-mobiles.
d’endogénéité : on ne sait pas qu’elle aurait été l’évo-
Afi n d’estimer correctement l’effet de la mobilité, on a lution de carrière de ces personnes si elles n’avaient
alors recours à un modèle probit bivarié qui permet de pas migré. En effet, il est probable que ces migrants
tester l’existence d’un lien entre mobilité et transition aient des caractéristiques observables (éducation,
professionnelle (ou entre mobilité antérieure et mobi-âge, etc.) et inobservables (capacité d’adaptation par
lité observée) et d’obtenir une estimation asymptoti-exemple) différentes des non-migrants. S’ils n’avaient
quement convergente de l’effet de la migration. Cette pas migré, ils n’auraient donc pas forcément connu les
estimation convergente est conditionnée cependant mêmes progressions de carrière que la moyenne des
au fait d’avoir des instruments effi caces, c’est-à-dire non-migrants.
des variables explicatives qui expliquent la migration
Si l’on introduit directement la variable « mobilité » sans avoir d’infl uence sur la carrière. Dans certains
dans les équations on obtient une estimation biai- cas, souvent lorsque le groupe étudié était d’une taille
sée de l’effet de la mobilité, cette estimation étant la trop faible, nous n’avons pas pu produire d’estimation
somme de l’effet de la mobilité et de l’effet des autres convergente de l’effet de la mobilité sur la transition car
caractéristiques observables (non introduites dans le nous n’avons pas pu trouver d’instruments adéquats.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008 65de commune – sur les salaires des femmes, mobilité dépend du sexe et de la situation d’em-
qui n’apparaît cependant que deux ans après la ploi : les femmes et les jeunes au chômage sont
migration. toujours plus nombreux à souhaiter s’installer
dans une autre ville ou une autre région.
Tous ces travaux tendent à révéler la complexité
du phénomène. En théorie, la migration devrait Lorsqu’ils ont emménagé dans leur propre loge-
ment, les jeunes de la génération 98 ne sem-être neutre par rapport au genre, les gains poten-
blent pas beaucoup plus « fi dèles » à leur ville tiels n’étant évalués qu’au niveau de la famille.
Dans la pratique, les femmes semblent subir d’origine – 53 % s’en sont éloignés d’au moins
30 kilomètres et seuls 22 % ne l’ont pas quittée davantage les migrations – ou les non-migra-
(cf. tableau 2). Ici, l’absence de mobilité géo-tions – que leurs conjoints. Mais a posteriori,
graphique semble plutôt liée à l’origine sociale les effets de ces mobilités résidentielles sur
et au niveau de diplôme ; ainsi, la proportion de leurs carrières sont complexes à identifi er et les
jeunes ayant quitté la commune de résidence résultats ne convergent pas toujours, notamment
de leurs parents est d’autant plus grande que le en France.
diplôme détenu est élevé. Ces résultats avaient
déjà été mis en évidence par Courgeau et al.
Un attachement au territoire faiblement (1998).
prononcé dans les nouvelles générations
L’attachement au quartier actuel est plus délicat
Les jeunes qui habitent toujours chez leurs à évaluer. À la fi n de l’année 2005, 60 % des
parents, sept ans après la fi n de leurs études, jeunes installés dans leur propre logement n’en-
n’expriment pas particulièrement le désir de visagent pas de déménager au cours des douze
« rester dans leur quartier » lorsqu’ils quitte- prochains mois. Toutefois, en cas de projet de
ront le domicile parental : seul un peu moins déménagement, seul un sur dix tient absolument
d’un tiers d’entre eux le souhaitent (32 %) et à à rester dans son quartier.
peine un peu plus de la moitié (54 %) souhaitent
rester dans leur ville (cf. tableau 1). Néanmoins, L’attachement fort à une ville ou à un quartier
les projets de mobilités en dehors de la région ne concerne donc qu’une faible part des indi-
demeurent plus rares ; 86 % des individus dési- vidus de la génération. Ils sont potentiellement
rent rester dans leur région. Cette ouverture à la mobiles du point de vue géographique : ainsi,
Tableau 1
Jeunes envisageant de quitter le domicile de leurs parents …
En %
…et souhaitant rester dans leur : Hommes Femmes En emploi Au chômage Ensemble
Quartier 32 32 33 22 32
Ville 56 50 55 47 54
Région 88 81 89 72 86
Champ : jeunes qui résidaient au domicile de leurs parents au terme de leur septième année de vie active et envisageaient de le quitter
à horizon d’un an (118 000 individus).
Source : enquête Génération 98, interrogation 2005.
Tableau 2
Lieu de résidence des jeunes ayant quitté le domicile de leurs parents, selon le niveau d’études,
en 2005
En %
Toujours dans la commune Dans une autre commune Dans une autre commune
de leurs parents à moins de 30 km à plus de 30 km
e3 cycle ou école 7 18 75
e2 cycle 11 27 62
Bac + 2 16 28 56
Bac général (y/c sup non diplômés) 20 18 62
Bac professionnel ou technologique 26 31 43
CAP ou BEP 34 28 38
Sans diplôme 36 24 40
Ensemble 22 25 53
Champ : jeunes ne résidant plus chez leurs parents au terme de leur septième année de vie active (624 000 individus).
Source : enquête Génération 98, interrogation 2005.
66 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008la moitié des hommes qui souhaitent progresser restent ont donc des profi ls particuliers). Enfi n,
dans leur carrière se déclarent prêts à changer il peut s’agir de contraintes très fortes rendant
de région dans les cinq ans. Les femmes sont impossible pour ces jeunes toute mobilité (soin
légèrement plus réservées et seules 41 % d’en- d’un proche, par exemple).
tre elles envisagent positivement la même hypo-
thèse. Assez logiquement les dispositions des
Les migrations, fréquentes en tout début jeunes diffèrent selon leur situation au regard
de carrière, diminuent progressivementde l’emploi et de leur situation conjugale. Ainsi,
six chômeurs sur dix sont prêts à quitter leur
Durant leurs sept premières années de vie active, région, contre quatre salariés en poste sur dix, et
près de 40 % des jeunes de la génération 1998 la mobilité potentielle des personnes vivant en
ont déménagé et changé de zone d’emploi (2). couple avec des enfants est presque inférieure
Ils sont même 13 % à avoir connu au moins de moitié à celle des individus vivant seuls et
2deux changements.sans enfants (34 % contre 63 %). Enfi n, l’expé-
rience passée joue également un rôle : quel que
Le rythme de ces migrations, particulièrement soit leur niveau de formation, ceux qui ont déjà
important en tout début de vie active, diminue quitté leur ville ou leur village d’origine envisa-
fortement à partir de 2001, puis très légèrement gent toujours plus volontiers un départ vers une
par la suite (cf. tableau 3). 26,6 % des jeunes autre région.
ont changé au moins une fois de zone d’emploi
entre la fi n de leurs études et 2001, 15,4 % ont Mais, fait étonnant, parmi les jeunes n’ayant
déménagé entre 2001 et 2003 et 13,7 % entre jamais quitté leur ville, ce sont les plus diplô-
2003 et 2005. Ces migrations ne s’expliquent més qui se montrent les plus réticents face à la
pas par les départs du domicile parental, les mobilité géographique. Pourtant, du fait de leur
jeunes qui se sont déjà installés, seuls ou en niveau de formation, ils comptent parmi ceux
couple, étant systématiquement plus mobiles qui ont le plus d’informations, d’opportunités
géographiquement que les autres. Elles ne se
d’emploi ainsi que de ressources pour envisa-
résument pas non plus à des déménagements à
ger une mobilité régionale. Plusieurs explica-
proximité : 70 % de ces changements de zone
tions sont possibles : il peut s’agir d’un effet
d’emploi conduisent en effet à des changements
de sélection, ces jeunes diplômés pouvant avoir
de département et environ une fois sur deux les
trouvé facilement sur place un emploi adapté à
jeunes s’installent dans une autre région. Dans
leur formation. Il peut aussi s’agir d’un effet de
localisation, s’ils résident dans de grandes villes
offrant des opportunités d’emplois plus impor- 2. Ce chiffr e est obtenu en considérant la zone d’emploi de rési-
tantes ; il peut encore s’agir d’un véritable choix dence (zone d’emploi où habitent les personnes) à quatre dates :
1998, 2001, 2003, 2005. Il constitue une estimation basse de de localisation de leur part (s’ils avaient dû par-
la mobilité, certains jeunes ayant pu migrer et revenir dans leur
tir, ils auraient déjà quitté leur ville ; ceux qui zone d’emploi entre chacune de ces dates (cf. encadré 1).
Tableau 3
Mobilité géographique selon le genre et la situation familiale en début de carrière
En %
Part des jeunes ayant changé de zone d’emploi…

…entre la fi n des études …entre 2001 …entre 2003
et 2001 et 2003 et 2005
Hommes 23,0 15,3 14,4
Femmes 30,3 15,4 13,0
Ensemble 26,6 15,4 13,7
Situation familiale au départ
Homme en couple 36,2 15,5 13,3
Femme en couple 33,5 14,0 11,1
Homme seul 48,6 23,2 19,1
Femme seule 46,6 21,2 19,2
Homme chez parent 14,8 11,9 12,4
Femme chez parent 23,8 13,0 12,7
Homme avec enfant n.s. 13,0 11,0
Femme avec enfant 19,3 10,9 9,2
Champ : ensemble des jeunes ayant quitté l’école en 1998 (742 000).
n.s. : non significatif
Source : enquête Génération 98, interrogations en 2001, 2003 et 2005.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008 67certains cas, il s’agit d’une migration de retour : Le fait d’avoir des enfants réduit les taux de mobi-
15 % des jeunes migrants retrouvent à terme lité dans les mêmes proportions pour les hommes
leur région d’origine et résident, en 2005, dans et pour les femmes. Ce résultat avait déjà été mis
la zone d’emploi où ils habitaient lorsqu’ils en avant dans de nombreuses études (Böheim et
étaient en classe de sixième. Taylor, 1999). La migration devient plus coûteuse
avec des enfants, ces derniers perdant leurs rela-
Hommes et femmes ont des comportements tions sociales et devant changer d’école, ce qui
migratoires légèrement différents : les jeunes peut déstabiliser leur parcours scolaire. Il est éga-
femmes migrent davantage dans les toutes pre- lement possible que certains couples attendent de
mières années de vie active, mais, cette « sur- s’être stabilisés dans l’emploi et d’un point de
mobilité » géographique disparaît progressive- vue géographique avant d’avoir des enfants. Ils
ement après la 3 année et se transforme même sont dès lors moins mobiles ensuite.
en une légère sous-mobilité. Le phénomène est
Enfi n, comme le montrent d’autres études à mettre en relation avec un départ plus précoce
(Gobillon, 2001 ; Cuney et al., 2003), la mobi-des jeunes fi lles du domicile parental et avec la
lité des jeunes actifs augmente avec le niveau plus forte propension des fi lles à poursuivre des
de diplôme (cf. graphique). Elle concerne 20 % études (Julien et al., 2001 ; Arrighi, 2004). À la
des jeunes sortis sans diplôme, 35 % de ceux fi n de leurs études, les jeunes garçons sont plus
qui ont le niveau du bac, la moitié des diplômés nombreux à résider chez leurs parents et ils y
ed’un 2 cycle et même plus de 60 % des diplô-restent plus longtemps : cela les rend, de fait,
més de troisième cycle ou de grandes écoles. plus sédentaires. En revanche, une fois qu’ils
ont décohabité, pour vivre seuls ou en couple,
ils s’avèrent en moyenne plus mobiles que les Ces écarts perdurent, même en se limitant aux
fi lles. jeunes n’ayant pas changé de région durant leurs
Graphique
Mobilité géographique au cours des sept premières années de vie active, selon le niveau
de diplôme et le sexe
En %
70
60
50
40
30
20
10
0
Hommes Femmes Ensemble
e eNon diplômés Niveau Cap-Bep Niveau Bac Bac +2 2 cycle 3 cycle ou grandes écoles
Lecture : 20 % des individus sortis sans diplôme du système éducatif en 1998 ont changé au moins une fois de zone d’emploi de rési-
dence au cours de leurs sept premières années de vie active.
Champ : individus sortis du système éducatif au cours de l’année 1998 en France métropolitaine.
Source : enquête Génération 98, interrogations en 2001, 2003 et 2005.
68 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008études, ou en excluant les mobilités de retour un tion au marché du travail, les taux de migra-
peu plus fréquentes chez les jeunes diplômés. tion, entre 2001 et 2003, sont sensiblement les
Toutefois, ces disparités par niveaux de diplôme mêmes, quelle que soit la position d’emploi ini-
sont un peu moins marquées pour les femmes. tiale. Ils varient ainsi entre 15 et 16 %, pour les
hommes comme pour les femmes. Entre 2003
L’infl uence du diplôme s’atténue néanmoins et 2005, une hiérarchie commence à se dessiner,
au fi l du temps : le rapport de 1 à 6, qui exis- en particulier pour les hommes : ils sont 13,9 %
tait entre le taux de migration des jeunes sans à avoir changé de zone d’emploi lorsqu’ils
e étaient en contrat à durée indéterminée en début diplôme et celui des jeunes diplômés de 3 cycle
et grandes écoles, se transforme en un rapport de période, 15,5 % lorsqu’ils étaient en emploi
e ede 1 à 2, entre la 5 et la 7 année de vie active à durée limitée et 16,6 % lorsqu’ils étaient au
(cf. tableau 4). chômage.
Contrairement à ce que l’on aurait pu penser, La mobilité géographique est la résultante
la situation professionnelle (CDD, CDI, non- d’un ensemble de logiques (Debrand et Taffi n,
emploi) n’infl uence que faiblement les migra- 2005 ; Gobillon, 2001) qui peuvent se com-
tions (cf. tableau 5). biner ou se contrarier l’une l’autre : logique
résidentielle liée au besoin de trouver (ou de
Au terme des trois premières années de vie revenir vers) un environnement conforme à ses
active, une fois passée la période d’intégra- aspirations (aménités), logique professionnelle
Tableau 4
Mobilité géographique selon le niveau de diplôme en début de carrière
En %
Part des jeunes ayant changé de zone d’emploi entre…
… la sortie du système scolaire … 2001 … 2003
et 2001 et 2003 et 2005
Hommes Femmes Total Hommes Femmes Total Hommes Femmes Total
Sans diplôme 5,5 13,3 8,5 6,7 11,3 8,4 10,1 11,5 10,6
Niveau CAP-BEP 8,7 19,0 13,1 11,8 13,3 12,4 11,1 10,2 10,7
Niveau Bac 20,2 27,0 23,6 16,2 14,7 15,4 14,8 13,5 14,2
Bac+2 35,4 37,6 36,7 21,2 16,8 18,7 18,2 13,4 15,5
2ème cycle 42,8 40,9 41,7 19,5 18,5 18,8 18,6 14,2 15,9
3ème cycle ou grandes
écoles 54,5 50,9 52,9 18,7 18,9 18,8 17,3 17,0 17,2
Ensemble 23,0 30,3 26,6 15,3 15,4 15,4 14,4 13,0 13,7
Lecture : 5,5 % des jeunes hommes sans diplôme ont changé de zone d’emploi entre 1998, année de leur sortie du système scolaire
et l’année 2001.
Champ : ensemble des jeunes ayant quitté l’école en 1998 (742 000).
Source : enquête Génération 98, interrogations en 2001, 2003 et 2005.
Tableau 5
Mobilité géographique selon la situation professionnelle en début de carrière
En %
Part des jeunes ayant changé de zone d’emploi…
… entre 2001 et 2003 … entre 2003 et 2005
Hommes
Emploi à durée indéterminée 15,5 13,9
Emploi à durée déterminée 15,0 15,5
Non-emploi 15,9 16,6
Femmes 15,6 12,9
Emploi à durée déterminée 15,3 13,2
Non-emploi 16,0 13,9
Lecture : parmi l’ensemble des jeunes ayant achevé leur formation initiale en 1998, 15,5 % de ceux qui occupaient un emploi à durée
indéterminée en 2001 ont déménagé en changeant de zone d’emploi de résidence entre 2001 et 2003, et 13,9 % de ceux qui occupaient
un emploi à durée indéterminée en 2003 ont déménagé en changeant de zone d’emploi de résidence entre 2003 et 2005.
Champ : ensemble des jeunes ayant achevé leur formation initiale en 1998 (742 000).
Source : enquête Génération 98, interrogations en 2003 et 2005.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008 69de l’individu (trouver un emploi, s’en rappro- tation à des environnements différents, à une
cher), logique familiale liée à la formation des appétence pour le changement, etc.
couples et à la naissance des enfants (taille du
logement, équipements collectifs à proximité), La modélisation des mobilités en début de vie
et, souvent aussi, logique professionnelle du active confi rme assez naturellement l’infl uence
conjoint. Afi n de mesurer, in fine, l’effet des des facteurs mis en évidence dans les travaux
différentes caractéristiques sociodémographi- conduits à partir d’autres sources. Ainsi, les
ques sur la propension à migrer des hommes et personnes ayant un parent né à l’étranger appa-
des femmes, une analyse toutes choses égales raissent plus « fi xées » à leur territoire que
par ailleurs a été conduite à l’aide de modèles ceux dont les deux parents sont nés en France ;
probit bivariés. de même, le niveau du diplôme obtenu en fi n
d’études infl uence systématiquement la proba-
bilité de migrer, cette infl uence se vérifi ant tout
« Toutes choses égales par ailleurs », au long des sept premières années de vie active.
la nationalité des parents, le niveau L’installation dans son propre logement s’ac-
de diplôme, la situation matrimoniale compagne dans un premier temps d’une pro-
et le statut d’emploi infl uent pension plus forte à changer de zone d’emploi.
sur la probabilité de migrer Cette propension varie avec le temps : les jeunes
vivant en couple au terme des trois premières
La mobilité géographique est souvent un phé- années de vie active deviennent potentiellement
nomène cumulatif. Cette étude s’intéresse aux moins mobiles que ceux qui n’ont pas encore
mobilités géographiques qui ont lieu entre quitté le domicile familial à cette date, tan-
e ela 3 et la 5 année de vie active, d’une part, et dis que ceux vivant seuls le restent davantage.
e eentre la 5 et la 7 ve, d’autre Enfi n, l’existence d’enfants à charge à cette
part. D’autres mobilités ont pu intervenir au période de la vie contribue à réduire la mobilité
cours des trois premières années d’activité, une des individus.
période où les ajustements sont nombreux. Afi n
de tenir compte de ces mobilités antérieures, Après trois ans de vie active, toutes choses
des modèles probit bivariés ont été utilisés, per- égales par ailleurs, les jeunes femmes migrent
mettant d’estimer simultanément et sans biais, moins que les jeunes hommes, l’écart ayant plu-
la probabilité de migrer sur la période consi- tôt tendance à s’accroître avec le temps.
dérée (2001-2003 ou 2003-2005) et la proba-
bilité d’avoir migré auparavant (cf. encadré 3 Par ailleurs, une fois contrôlés les effets de l’âge,
et tableau 6). La corrélation positive et signifi - du niveau scolaire et de la situation familiale,
cative mesurée entre les résidus confi rme cette la situation par rapport à l’emploi en début de
hypothèse d’interdépendance des migrations. Il période s’avère avoir une infl uence signifi cative,
e eexiste un ensemble de facteurs non observables aussi bien entre la 3 et la 5 année d’activité,
e equi expliquent simultanément le fait de migrer qu’entre la 5 et la 7 année. Par rapport à des
à une date donnée et le fait d’avoir migré aupa- personnes en emploi à durée déterminée, ceux
ravant. On peut penser ici à des facultés d’adap- qui détiennent un contrat de travail pérenne ont
Encadré 3
ESTIMATIONS ÉCONOMÉTRIQUES DE LA PROBABILITÉ DE MIGRER
Les effets estimés dans le tableau 6 résultent de deux pour chacun la vraisemblance. Si les deux équations
modélisations probit bivariés réalisées l’une sur la ne sont pas corrélées, la somme des vraisemblances
e e doit être égale à la vraisemblance du modèle bivarié. période 2001-2003 (c’est à dire entre la 3 et la 5 année
de vie active) et l’autre sur la période 2003-2005, (soit Si ce n’est pas le cas, c’est à dire s’il y a interdépen-
e eentre la 5 et la 7 année de vie active). dance entre les deux phénomènes, on estime alors
par maximum de vraisemblance le modèle global et
La variable expliquée est une indicatrice de mobilité on teste la corrélation des résidus des deux équa-
géographique sur la période considérée. Un modèle tions à l’aide d’un test du rapport de vraisemblance.
probit bivarié permet d’estimer conjointement la pro- Pour les deux périodes, le test est rejeté ce qui signi-
babilité d’avoir migré durant une période donnée et fi e que certaines variables inobservables condition-
la probabilité d’avoir migré au cours de la période nent à la fois le fait de migrer à une date donnée et
précédente. Il consiste à estimer chaque équation le fait d’avoir déjà migré depuis la sortie du système
séparément à l’aide d’un probit univarié et à calculer éducatif.
70 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 415-416, 2008