Emploi et sécurité des trajectoires professionnelles - La nature de lemploi détermine la sécurité des parcours professionnels

De
Publié par

L’analyse du parcours des salariés sur le marché du travail ne saurait se réduire à la caractérisation de leur profil individuel. Les caractéristiques des emplois qu’ils ont occupés dans le passé sont en effet aussi des facteurs importants de leur mobilité professionnelle ultérieure. On cherche à déterminer les variables (individuelles ou relatives aux postes antérieurs) conditionnant la sécurité des parcours professionnels, cette sécurité étant entendue sous trois angles : stabilité de l’emploi (rester dans le même emploi), sécurité de l’emploi (reprise d’emploi rapide après une mobilité externe à l’entreprise) et sécurité des revenus (maintenir ou augmenter ses revenus consécutivement à une mobilité). L’analyse est menée sur la période 1998-2003 au moyen de l’enquête sur la formation et la qualification professionnelle (FQP) de 2003. Les caractéristiques de l’emploi occupé dans le passé jouent particulièrement sur la continuité du lien entre un salarié et une entreprise et sur la reprise rapide d’un emploi après une mobilité externe. En ce qui concerne la sécurité des revenus, les facteurs dépendent du caractère interne ou externe de la mobilité. Dans le cas d’une mobilité externe, l’effet de la nature de l’emploi prime sur celui des variables individuelles, ce qui n’est pas le cas pour une mobilité interne. Ainsi s’esquissent des espaces de mobilité fortement différenciés : depuis les carrières internes à l’entreprise conjuguant sécurité de l’emploi et du revenu, aux parcours externes ascendants avec une progression des revenus, en passant par des mobilités risquées car exposées au chômage durable ou à la baisse du revenu. L’influence des caractéristiques de l’emploi occupé dans le passé sur la sécurité de ces itinéraires s’avère primordiale.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
Lecture(s) : 37
Tags :
Nombre de pages : 20
Voir plus Voir moins

TRavaiL - EMPLOi
Emploi et sécurité des trajectoires
professionnelles
La nature de l’emploi détermine
la sécurité des parcours professionnels
Mireille Bruyère* et Laurence Lizé**
L’analyse du parcours des salariés sur le marché du travail ne saurait se réduire à la
caractérisation de leur profl individuel. Les caractéristiques des emplois qu’ils ont occu-
pés dans le passé sont en effet aussi des facteurs importants de leur mobilité profession-
nelle ultérieure.
On cherche à déterminer les variables (individuelles ou relatives aux postes antérieurs)
conditionnant la sécurité des parcours professionnels, cette sécurité étant entendue sous
trois angles : stabilité de l’emploi (rester dans le même emploi), sécurité de l’emploi
(reprise d’emploi rapide après une mobilité externe à l’entreprise) et des reve-
nus (maintenir ou augmenter ses revenus consécutivement à une mobilité). L’analyse
est menée sur la période 1998-2003 au moyen de l’enquête Formation et Qualifcation
Professionnelle (FQP) de 2003.
Les caractéristiques de l’emploi occupé dans le passé jouent particulièrement sur la conti-
nuité du lien entre un salarié et une entreprise et sur la reprise rapide d’un emploi après
une mobilité externe. En ce qui concerne la sécurité des revenus, les facteurs dépendent
du caractère interne ou externe de la mobilité. Dans le cas d’une mobilité externe, l’effet
de la nature de l’emploi prime sur celui des variables individuelles, ce qui n’est pas le
cas pour une mobilité interne.
Ainsi s’esquissent des espaces de mobilité fortement différenciés : depuis les carrières
internes à l’entreprise conjuguant sécurité de l’emploi et du revenu, aux parcours externes
ascendants avec une progression des revenus, en passant par des mobilités risquées car
exposées au chômage durable ou à la baisse du revenu. L’infuence des caractéristiques
de l’emploi occupé dans le passé sur la sécurité de ces itinéraires s’avère primordiale.
* CERTOP, Université de Toulouse 2, bruyere@univ-tlse1.fr
** Centre d’Économie de la Sorbonne, UMR 8174 (CNRS Université de Paris 1), Laurence.Lize@univ-paris1.fr
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010 95a question de la conciliation entre la fexi- Le parcours professionnel Lbilité du travail et la sécurité des carrières dépend de la nature de l’emploi
est au cœur des réfexions actuelles sur la mobi-
occupé dans le passélité professionnelle (de Larquier et Remillon,
2008). Un nouveau concept dérivé de ces deux
notions à première vue antithétiques, la « fexi- ’enquête FQP a pour objet premier l’étude
curité », est devenu l’un des axes de conver- L de la relation entre la formation et les
gence des politiques de l’emploi en Europe (1). mobilités professionnelles. Elle met aussi l’ac-
Un consensus s’est formé sur la nécessité d’inci- cent sur l’évolution du contexte organisationnel
ter l’offre de travail à devenir plus mobile et/ou et technologique dont les salariés font l’expé-
plus fexible et conduit à considérer l’employa- rience au cours de leur carrière et possède de
bilité comme le résultat des choix individuels ce fait une grande richesse d’information sur
(OCDE, 2004 ; Conseil de l’Union européenne, les emplois occupés par les salariés qui mérite
2007). Un nouveau modèle d’activité est donc 1 2d’être exploitée.
mis en avant : il présuppose que les mobilités
professionnelles s’intensifent, que les indivi- Dans quelle mesure les mobilités sur le mar-
dus se réadaptent sans cesse tandis que les pro- ché du travail sont-elles structurées et diffé-
tections attachées aux marchés internes s’éro- renciées par les modes de gestion de l’emploi
dent. Ces différents constats sont controversés, des entreprises ? Cette problématique fait écho
tant quant à la nature des transformations du aux travaux fondateurs de la théorie de la seg-
marché du travail que dans ses implications en mentation (Doeringer et Piore, 1971) prolon-
termes de politique publique (Germe, 2001 ; gés par des approches théoriques et empiriques
Cahuc et Kramarz, 2004 ; Boyer, 2006 ; Méda plus récentes (Le Minez, 2002 ; Gazier et Petit,
et Minault, 2005 par exemple). 2007). En suivant l’argumentation de Boyer
et al. (1999), les formes anciennes de mar-
Cette étude s’attache à la nature et à la qualité chés externes feraient place à une « fexibilité
des trajectoires professionnelle sans entrer dans de marché » tandis que le marché interne se
le débat sur la progression en volume des mobi- 3transformerait en « polyvalence stabilisée » (3).
lités ou sur l’évolution de l’ancienneté dans Pour Germe (2001), un nouveau type de marché
l’emploi (2). À partir des données de l’enquête externe émergerait pour les salariés plus quali-
Formation et Qualifcation Professionnelle fés dotés d’un diplôme. Ces marchés concur -
(FQP) retraçant les parcours des individus rentiels, héritiers de certains anciens marchés
sur la période 1998-2003, nous proposons de professionnels, fonctionneraient sur le modèle
mieux identifer ce qui, dans l’emploi permet 4des tournois (Marsden, 2007 (4)). Au-delà des
aux individus de mener plus ou moins facile- débats sur les reconfgurations de la segmenta -
ment leur trajectoire professionnelle. Selon nos tion du marché du travail, les modes de gestion
hypothèses, ces parcours individuels refètent de la main-d’œuvre par les entreprises structu-
aussi les modalités de gestion de la main-d’œu- rent les mobilités individuelles à deux niveaux :
vre par les entreprises et, partant, renseignent
sur les stratégies des personnes pour s’adapter
aux conditions qui leur sont imposées. Si l’effet 1.  Le  ter me  de  fexicurité,  néologisme  inspir é  du  modèle  danois, 
r envoie  à  la  combinaison  d’une  fexibilité  exter ne  supposée des caractéristiques individuelles sur la mobi-
nécessair e  pour  l’entr eprise  (souplesse  des  r ègles  d’embauche 
lité a souvent été étudié, le rôle de la nature de et de licenciement) et d’une sécurisation des parcours pour les
travailleurs  (indemnisation  du  chômage  génér euse  et  politiques l’emploi occupé dans le passé reste beaucoup
d’emploi actives) (Boyer, 2006).
moins exploré. L’enquête FQP permet d’ana- 2.  Les  études  appliquées  r elatives  à  l’évolution  de  l’instabilité 
de  l’emploi  donnent  des  r ésultats  contradictoir es.  Par  exemple, lyser conjointement des données individuelles
pour  Fougèr e  (2003)  et  L ’Horty  (2004),  l’insécurité  n’aurait  pas et longitudinales sur les salariés et des données augmenté  tandis  que  Givord  et  Maurin  (2004)  ou  Behaghel  (2003) 
soutiennent  l’idée  d’une  diffusion  de  ce  risque.  Dans  des  travaux sur les entreprises dans lesquelles ces personnes
r écents,  Aeberhardt  et  Marbot  (2009)  montr ent  que  l’instabilité ont travaillé. L’objectif est donc ici d’examiner
de l’emploi a progr essé depuis les années 1990. 
dans quelle mesure les parcours professionnels 3.  Selon  Boyer et al.,  la  confguration  de  «  polyvalence  stabili-
sée  »  serait  l’héritièr e  des  marchés  inter nes  typiques  des  grandes sont aussi liés aux caractéristiques des emplois
entr eprises  industrielles  dans  les  années  1960.  Elle  se  caracté-
occupés dans le passé. rise  par  un  système  d’attachement  des  compétences  des  tra-
vailleurs, avec des salaires différenciés et des formations internes
modelées  par  le  caractèr e  spécifque  des  métiers.  Elle  implique 
donc une stabilité dans l’emploi associée à une polyvalence des
tâches ou des fonctions exercées dans l’entr eprise.
4.  Ce  modèle  s’appuie  sur  une  grande  ouvertur e  à  l’entr ée  en 
bas  de  l’échelle,  une  forte  croissance  des  salair es  en  haut  de 
la  hiérarchie  et  enfn  sur  une  compétition  intense  pour  accéder 
aux  positions  stables  à  statut  élevé  dans  la  profession  (Marsden, 
2007).
96 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010au niveau de la sélection à l’entrée dans l’em- que le diplôme mais aussi les caractéristiques
ploi et au niveau de l’organisation du travail des emplois passés conditionnent l’accès aux dif-
des frmes. Ces mobilités sont encore fortement férents segments du marché du travail, ceux-ci
polarisées selon des logiques sectorielles (Le déterminent ensuite les possibilités de mobilité
Minez, 2002). Notre propos n’est pas d’opposer professionnelle. Ces segments se caractérisent
simplement les variables d’emploi aux varia- notamment par la taille ou le secteur d’activité
bles individuelles. Les travaux empiriques qui de l’entreprise dans nos données.
lient ces deux groupes de variables aux mobili-
tés montrent tous l’importance conjointe de ces L’autre dimension privilégiée dans notre appro-
deux dimensions, dimensions qui s’articulent che est celle des effets de l’organisation et des
plus qu’elles ne s’opposent. conditions du travail des salariés sur les mobili-
tés professionnelles. Depuis les travaux d’Aoki
(1990), l’importance de cette dimension a été Au niveau de la sélection à l’entrée et en met-
soulignée : l’entreprise contribue à produire les tant en place des marchés internes, certaines
qualifcations transférables par la formation pro-entreprises ont créé des barrières qui condui-
fessionnelle, le contenu des tâches mais aussi à sent à exclure l’embauche de certains salariés,
travers le mode d’organisation du travail et la cir-considérant qu’ils ne seront pas aptes à s’insé-
culation de l’information au sein du personnel, rer dans une relation durable avec l’entreprise.
conduisant à la formation d’espaces de mobilité Les critères de sélection peuvent être attachés
différenciés. Schématiquement, les stratégies de à l’individu (exclusion des femmes par exem-
ressources humaines opposent ainsi les salariés ple) ou aux emplois qu’ils ont occupés dans le
stables, du cœur de l’entreprise, et ceux de la passé. Ainsi, les salariés qui viennent d’emplois
périphérie sur lesquels se font les ajustements instables ou de mauvaise qualité seront présu-
de main-d’œuvre. Les fonctions exercées dans més être instables et auront diffcilement accès
l’entreprise et la CSP seront questionnées dans aux marchés internes. Cette sélection à l’entrée
5cette perspective. des entreprises produit des effets de long terme
sur les carrières et les mobilités futures des sala-
riés. À cet égard, le rôle du diplôme mérite une Par ailleurs, certains aspects touchant plus par-
attention particulière car il exerce un effet de ticulièrement l’effet de l’organisation et des
signal différencié selon les positions dans l’em- conditions de travail sur les mobilités peuvent
être testés dans l’enquête FQP. En exploitant ploi (5). D’un point de vue théorique, le modèle
cette même enquête, Amossé et Gollac (2008) de concurrence pour l’emploi (Thurow, 1975)
se sont penchés sur les liens entre les contrain-montre particulièrement bien comment la ratio-
tes de rythme vécues dans le travail et les chan-nalité des entreprises et la nature des emplois à
gements de situation professionnelle. Ils souli-pourvoir structurent les caractéristiques de l’of-
gnent qu’une forte intensité du rythme de travail fre de travail et la constitution des fles d’attente.
en 1998 est associée à des mobilités plus nom-Au moment de la sélection, « le système éduca-
breuses entre 1998 et 2003. Les contraintes dans tif n’a pas pour fonction de donner des compé-
le rythme de travail tiennent aux contextes orga-tences aux individus… mais plutôt de certifier
nisationnels et technologiques différents selon qu’ils sont aptes à suivre une formation et de
les entreprises. Ces contextes ne sont pas décrits leur conférer un certain statut » (Thurow, 1975,
en tant que tels dans l’enquête FQP, mais ils p. 35). Dès lors, les entreprises cherchent les
sont en partie captés par l’analyse de la nature personnes dont les coûts de formation seront les
ou du contenu de l’emploi et de la pression de plus faibles et non celles supposées « les plus
l’organisation du travail. Par exemple, pour ces productives », elles utilisent le diplôme comme
auteurs, contrairement à certaines idées reçues, indicateur de l’aptitude à être formé et choisis-
les principes de contrôle hiérarchique persis-sent les plus diplômées. L’effet du diplôme sur
tent dans les formes modernes d’organisation, les mobilités observées dans l’enquête FQP sera
notamment pour déterminer le rythme de travail interprété dans ce cadre d’analyse.
d’un nombre croissant de salariés. Ils mettent
en évidence un double effet de l’intensité du À partir d’une situation initiale commune (être
travail sur les carrières : positif pour ceux qui titulaire d’un emploi en CDI en 1998), notre
ont les moyens de faire face aux contraintes approche s’efforce d’analyser les effets de sélec-
et négatif pour les autres salariés. En ce sens, tion à l’entrée de l’entreprise qui ont été réalisés
Rouxel (2009) a montré que les différences de dans le passé : quels sont les salariés qui ont été
durablement captés par les entreprises ? Quels
sont ceux qui ont été rejetés vers le chômage ou
l’inactivité ? Les variables individuelles telles 5.  Sur le rôle de signal du diplôme, voir Spence (1973).
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010 97conditions de travail renforcent la segmentation entachée d’un biais qui a été corrigé par une
du marché du entre les emplois stables méthode en deux étapes (cf. encadré 1).
et les autres, qu’ils soient en CDI ou en CDD.
Les fortes complémentarités mises en évidence Trois dimensions de la sécurisation des par-
dans ces travaux entre les conditions de tra- cours professionnels ont été analysées par le
vail et les modes de gestion différenciés de la Cerc (2005) et prolongées par le Cnis (2008).
main-d’œuvre serviront à l’interprétation de nos Ces trois critères serviront de références à notre
résultats. Nos estimations prendront en compte étude. Avec l’enquête FQP de 2003, nous avons
des variables telles qu’ « être soumis au contrôle construit trois probabilités susceptibles de les
hiérarchique, à des cadences de machines, à des approcher et de caractériser les parcours.
contacts avec les clients, à des délais » ou encore
« utiliser les TIC » et « encadrer d’autres sala- Le premier critère s’attache à la stabilité de
riés » afn d’évaluer leur pouvoir explicatif sur l’emploi sous l’angle de la continuité du lien
les mobilités. Plus généralement, les effets de d’emploi entre un salarié et une entreprise. Nous
l’organisation et des conditions du travail sus- testons ici les chances de rester dans l’entreprise
ceptibles d’être mesurés concernent l’univers entre 1998 et 2003, avec ou sans un changement
professionnel des salariés. Ils sont appréhen- de poste. Cette stabilité s’entend sur une période
dés par les caractéristiques décrivant la relation de cinq ans. Les personnes dites « instables »
d’emploi, les conditions de travail, l’ancienneté sont celles qui, en 2003, ont quitté l’entreprise
dans l’emploi et les grandes caractéristiques de dans laquelle elles travaillaient en 1998. Elles
l’entreprise. Ces variables fournissent des indi- peuvent avoir connu la mobilité professionnelle,
ces sur les modes de gestion de l’emploi par les le chômage ou l’inactivité.
entreprises.
Le deuxième critère s’intéresse à la sécurité de
Notre objectif est donc d’alimenter le débat sur l’emploi. Le Cerc défnit celle-ci comme le fait
la fexicurité, en montrant que l’univers profes- de demeurer employé sans interruption durable,
sionnel génère un marquage des mobilités et même s’il y a eu un passage par le non-emploi
que la position des salariés sur un segment du et/ou un changement d’entreprise. Nous avons
marché du travail contribue à expliquer la plus qualifé de durable une période de
ou moins grande sécurisation de leurs parcours. qui couvre plus de six mois de chômage ou
Ce questionnement s’appuie sur des outils spé- d’inactivité entre 1998 et 2003, soit plus de 10 %
6cifques construits à partir de l’enquête FQP. La de la période analysée (6). Cette durée est cumu-
combinaison de trois probabilités - la stabilité lée sur les cinq ans ; la période de non-emploi
dans l’emploi, la sécurité de l’emploi (ne pas peut donc être continue - ou non - afn de pren-
connaître une période de non-emploi durable) dre en compte la récurrence du chômage. Dans
et la sécurité des revenus - vise ainsi à mettre en notre modèle, le critère de la sécurité de l’em-
lumière certaines dimensions des formes actuel- ploi est donc approché par une estimation des
les de la segmentation. chances d’éviter un passage par le non-emploi
durable. Les critères de stabilité et de sécurité
de l’emploi défnis par le Cerc s’avèrent très
proches puisque la stabilité de l’emploi (plus
Mesurer la sécurité des de 71 % de notre population) implique évidem-
parcours : stabilité de l’emploi, ment la sécurité de l’emploi (94 % de la popula-
tion). Les estimations montrent que les mêmes sécurité de l’emploi
variables caractérisent ces deux probabilités.
et des revenus Pour améliorer la pertinence de nos analyses,
nous avons choisi de nous écarter légèrement de
la défnition du Cerc en adoptant une approche es trajectoires sont analysées en comparant
plus restrictive. Ainsi, la sécurité de l’emploi a L la situation en 1998 avec celle à la date
été mesurée sur les seuls salariés ayant connu d’enquête en 2003. Nous avons sélectionné tous
une mobilité externe entre 1998 et 2003. Cette les individus qui occupaient un emploi salarié
restriction permet alors de mieux caractériser en 1998 et qui étaient actifs occupés, chômeurs
les différents espaces de mobilités sur le marché ou inactifs en 2003. La mobilité vers la retraite
du travail. Nous faisons l’hypothèse que cer-a été exclue car elle est déterminée uniquement
par l’âge. En raison de notre problématique, les
parcours des personnes au chômage ou inacti-
6.  Le  calendrier  des  mobilités  de  l’enquête FQP ne permet pas ves en 1998 sont, par construction, exclus du
de différencier au sein des périodes de non-emploi la part du
champ d’investigation. Cette sélection est donc chômage de celle de l’inactivité.
98 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010Encadré 1
Méthodes d’estiMation
estimation d’un modèle Probit avec effet de L’effet de sélection est avéré pour la première sélec-
sélection tion, la stabilité de l’emploi. L’hypothèse nulle ρ = 0
est alors toujours rejetée. La diffculté majeure pour
Il s’agit d’une estimation par le maximum de vraisem- corriger des biais de sélection est le choix des varia-
blance des relations suivantes : bles explicatives de la sélection. Nous avons choisi
ces variables selon leur pertinence économique et leur
signifcativité statistique.
avec Pour choisir les variables explicatives du Probit de
sélection, nous avons sélectionné le taux de chô-
mage de la zone d’emploi de l’entreprise de 1998 et
le niveau d’études. Ces variables expliquent relative-
ment bien le fait d’être salarié en CDI en 1998 et non
retraité en 2003. Les deux autres sélections ont fait
l’objet de très nombreux essais. Pour la sélection 2, la
sécurité de l’emploi, les variables explicatives toutes
signifcatives qui produisent une probabilité que ρ = 0
D’autre part, la variable n’est observée que si
la plus faible possible sont : l’âge, l’ancienneté dans
l’emploi, le secteur public, le taux de chômage de la
zone d’emploi de l’entreprise en 1998, le nombre d’en-
fant, le genre et le nombre d’année d’étude. Avec ce
Probit, P (ρ = 0) = 0,152. L’hypothèse d’existence du
select Y = 1 si S ≥ 0 biais de sélection est donc rejetée. Pour la sélection i i
3, la sécurité des revenus, les variables explicatives
toutes signifcatives qui produisent une probabilité que
ρ = 0 la plus faible possible sont : l’âge, l’ancienneté
dans l’emploi, le taux de chômage de la zone d’emploi Si les termes d’erreur des deux modèles Probit contien-
de l’entreprise en 1998, le genre, la spécialité de for-nent des variables omises communes, la corrélation
mation et le fait d’encadrer d’autres salariés. Avec ce entre ces deux termes ρ = corr(u ,u ) est non nulle.1 2
probit, P (ρ = 0) = 0,480. L’hypothèse d’existence du
biais de sélection est là aussi rejetée. Pour ces deux Dans ce cas, les estimations du modèle Probit unique-
sélections, nous n’avons pas été en mesure de trouver ment sur les données observées sont biaisées
des variables permettant de rejeter l’hypothèse ρ = 0.et nous corrigeons ce biais en utilisant la méthode de
Heckman (1979).
Dans ces deux modèles, les effets de sélection sont
nombreux, sûrement opposés car ils déterminent à Sur les données observées :
la fois le CDI et la mobilité. Pour illustrer ce phéno-
mène, le tableau infra permet de montrer que le taux =
de chômage qui détermine la sélection 1 infuence de
Sous l’hypothèse que u et u sont normalement dis- manière différente les deux autres sélections.1 2
tribués et que ρ = corr(u , u ) nous avons :
1 2
endogénéité d’une variable dichotomique dans un
modèle Probit : test et estimation
avec Nous avons supposé que la variable type de contrat
de travail était conditionnée par les caractéristiques de
avec ϕ et Φ respectivement la fonction l’emploi. Si cette hypothèse est vraie, nous sommes en
présence d’un biais d’endogénéité. Pour tester l’endo-
de densité et la fonction de distribution cumulative de généité de la variable dichotomique type de contrat C
i
la loi normale standard. dans un modèle Probit, nous avons testé l’hypothèse
nulle ρ = 0 du modèle Probit bivarié suivant :
L’estimation du Probit sur les données observées est
alors :
Suivant Van de Ven et Van Pragg (1981), s’il y a un effet corr(u , u ) = ρ
1 2
de sélection (ρ ≠ 0) l’introduction de λ dans l’équation
i
du deuxième Probit conduit à une estimation non biai- Ces modèles sont estimés sur les sélections 1, 2 et 3.
sée et asymptotiquement effcace des coeffcients. Dans les trois cas, l’hypothèse nulle est rejetée (pour
Nous avons donc conduit des estimations en deux la stabilité de l’emploi P >|Z| = 0,048, pour la sécurité
étapes et vérifé à chaque fois la nullité de ρ. de l’emploi P >|Z| = 0,008 et pour la sécurité des reve-

ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010 99taines variables telles que le secteur d’activité compte par l’enquête FQP. Le revenu retenu
peuvent à la fois favoriser la stabilité dans l’en- ici est le revenu individuel au moment de la
treprise et dégrader la sécurité de l’emploi pour mobilité. Cette sécurité est effective lorsqu’un
ceux qui ont connu une mobilité externe (cas du individu n’a pas déclaré de perte de revenu lors
secteur de l’énergie et des activités fnancières, de ses différentes mobilités entre 1998 et 2003
cf. annexe, tableau B, résultats des modèles « sta- (cf. encadré 2).
bilité de l’emploi » et « sécurité de l’emploi »).
Une première série d’estimations portant sur
Le troisième critère concerne la sécurité des l’ensemble des salariés a montré le caractère
revenus. Avec nos données, l’évolution des fortement discriminant du type de contrat de tra-
revenus ne peut être appréhendée que pour les vail (CDI, CDD, intérim ou apprentissage). Ces
personnes qui ont changé de poste ou d’entre- résultats ne sont pas surprenants. En effet, les
prise. Stabilité dans le poste n’est pas synonyme personnes actives occupées ayant souscrit à un
de stabilité des revenus : ne pas changer de contrat à durée limitée ont vraisemblablement
poste peut au contraire exposer à une contrac- plus de chances de quitter l’entreprise et plus de
tion de certains éléments du revenu (primes), diffculté à maintenir ou à augmenter leurs reve-
mais de tels mouvements ne sont pas pris en nus entre 1998 et 2003. On peut supposer que le
Encadré 1 (suite)
nus P >|Z| = 0,113). L’endogénéité est donc toujours Les effets marginaux d’un modèle Probit
avérée.
Dans un modèle binaire Logit ou Probit, les paramè-
Dans le cas d’une variable dichotomique endogène tres ne sont identifés qu’à une constante additive
avérée, deux situations sont possibles. Si les coeff- près et à un coeffcient multiplicateur près (1/σ). Pour
cients des autres variables explicatives ne varient pas interpréter les valeurs des estimations et non plus seu-
en fonction du type de contrat, on est en présence lement le signe, il est utile de calculer la variation de la
d’un effet constant (intercept effect). L’endogénéité est probabilité estimée lorsqu’on fait varier une explicative
alors correctement prise en compte par l’introduction d’une unité. Les modèles étant non linéaires, les effets
de la variable dichotomique endogène dans les trois marginaux prennent des valeurs différentes selon la
modèles et par une estimation adaptée. position retenue pour la calculer. Deux méthodes sont
alors disponibles. La première consiste à calculer les
En revanche, si les coeffcients des autres variables
effets marginaux à un point particulier, en général à explicatives varient selon le type de contrat, on est en
la moyenne de l’échantillon (marginal  effect  at  the présence d’un effet général (slope effect). Il faut alors
mean). Le problème de cette première méthode est estimer deux modèles sur les deux populations distinc-
son manque de réalisme : lorsque les variables expli-tes. Le premier sur la population des individus en CDI
catives sont binaires, la moyenne n’a aucun sens. La et le second sur la population des individus en contrat
seconde méthode consiste à calculer la moyenne des temporaire. La comparaison des estimations sur ces
effets marginaux individuels (average  marginal  effect). deux sous-populations montre que nous sommes en
Dans le cas de variables explicatives non continues, présence d’un effet général. Nous avons donc effectué
cette dernière méthode est donc plus pertinente et a trois nouvelles estimations pour les trois probabilités
sur des sélections réduites aux individus en CDI. été retenue ici (Greene, 1997 ; Bartus, 2005).
Moyenne des taux de chômage de chaque sélection et tests des différences de moyenne
Probabilité d’accepter H : δ = 0 (1)
0
Moyenne des taux de
chômage de la zone
d’emploi de l’établisse-
ment de 1998 ( %) H : δ < 0 H : δ ≠ 0 H : δ > 0
a a a
12,283
Sélection 1 0,002 0,004 0,998
12,162
12,145
Sélection 2 0,996 0,008 0,004
12,273
12,232
Sélection 3 0,689 0,620 0,316
12,253
1. Avec δ = moyenne

100 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010fait d’être en contrat temporaire dépend d’autres CDI en 1998 et non retraitées en 2003 sur les
variables explicatives, observées ou non. Dans 39 285 de l’enquête FQP de 2003.
ce cas, cette variable est dépendante du terme
- La sélection 2 concerne la sécurité de l’em-d’erreur et nous sommes en présence d’un biais
ploi. Cette sélection regroupe les 5 286 per-d’endogénéité. Pour simplifer les estimations,
sonnes qui ont quitté l’entreprise où elles tra-une variable dichotomique a été construite à
vaillaient en 1998 parmi les 18 277 personnes partir de la variable type de contrat : « être en
de la sélection 1.CDI » versus « être en contrat temporaire ». Dans
nos trois modèles, l’endogénéité de la varia- - Enfn, la sélection 3 s’intéresse à la sécurité
ble type de contrat est avérée (cf. encadré 1). des revenus. Cette dernière rassemble les 7 253
Les coeffcients des variables explicatives personnes qui ont connu au moins une mobilité
varient selon le type de contrat et montrent un interne ou externe entre 1998 et 2003 parmi les
effet général (slope effect) de cette variable. 18 277 personnes de la sélection 1.
Pour ces raisons, et étant donné la faiblesse des
effectifs des personnes en contrat temporaire, Chacun de ces sous-échantillons est entaché
nos estimations ne portent que sur les salariés d’un biais de sélection. Parmi les solutions dis-
en CDI en 1998. Cette restriction exclut les ponibles pour traiter correctement ces problè-
situations de précarité de droit (CDD et intérim mes économétriques, nous avons choisi d’esti-
principalement), mais prend en compte cer- mer pour chaque modèle un Probit avec effet
taines formes de précarité de fait qui touchent de sélection (cf. encadré 1). La correction des
une proportion non négligeable de salariés en effets de sélection liés à l’emploi est relative-
ment usuelle pour la stabilité de l’emploi. En contrat à durée indéterminée : 9,8 % des salariés
revanche, pour les deux derniers sous-échan-en CDI déclarent « craindre pour leur avenir »
tillons, les différents tests concluent à l’absence et jugent leur emploi instable. Les salariés en
d’un effet de sélection. Les termes d’erreur des CDI fragilisés sont plus souvent que les autres
deux modèles Probit (sélection et d’intérêt) ne des ouvriers de l’industrie. À profession ou sec-
sont pas corrélés. Nos estimations pour la sécu-teur d’activité identique, ces salariés subissent
rité de l’emploi et pour la sécurité des revenus des conditions de travail diffciles en termes
produisent les mêmes résultats qu’un simple d’intensité du travail, de faible autonomie des
modèle Probit. Nous supposons que l’absence tâches et d’expositions aux risques profession-
d’effet de sélection est le résultat de deux effets nels (Rouxel, 2009).
de sélection opposés : celui du CDI et celui de
la mobilité (cf. encadré 1).
Nos trois échantillons sont construits de la façon
suivante (cf. tableau 1) : Pour chaque critère, on estime la probabilité de
fexicurité suivante :
- la sélection 1, qui porte sur la stabilité de
l’emploi, est composée des 18 277 personnes en
Encadré 2
QueLLe sécurité des revenus Pour Les Personnes non MobiLes ?
Dans notre échantillon, 11 024 personnes n’ont connu des données d’enquête. En utilisant des sources admi-
aucune mobilité (ni externe, ni interne) entre 1998 et nistratives, ces auteurs montrent que, chaque année,
2003. Les données de l’enquête FQP ne permettent 20 à 30 % des salariés voient leur rémunération bais-
pas d’avoir d’informations sur l’évolution de leurs ser. Cette variabilité tiendrait pour partie aux primes
revenus. Peut-on en déduire que ces individus ont au (13 % de la rémunération) tandis que le salaire de base
moins connu une stabilité des revenus, sachant que présente des caractéristiques habituelles de fxité. Les
l’on suppose souvent la rigidité à la baisse pour les variations du salaire peuvent aussi tenir à des chan-
salaires ? Selon le principe légal, le salaire de base gements dans les conditions de travail (des horaires
forme un élément du contrat de travail qui ne peut pas décalés notamment). Selon les auteurs, les personnes
être révisé à la baisse sans l’accord du salarié. Pour qui restent dans le même établissement sont aussi cel-
les personnes qui n’ont pas changé d’entreprise, cet les qui sont les plus disposées à accepter des baisses
élément de la rémunération peut donc être considéré de salaire. Ainsi, nous n’avons pas supposé un main-
comme fxe ou stable. Cependant, selon Biscourp tien ou une augmentation du revenu pour ces person-
et al. (2005), la rigidité des salaires à la baisse serait nes non mobiles. L’analyse de la sécurité du revenu a
surestimée dans de nombreux travaux s’appuyant sur été réduite aux personnes mobiles.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010 101Les variables exogènes sont divisées en deux d’autres salariés, l’appartenance au secteur
groupes : variables individuelles et variables public de l’établissement, l’utilisation des TIC,
d’emploi (pour une présentation plus détaillée le temps de travail et les conditions de travail.
des variables, cf. encadré 3).
Une première exploitation des données a conduit
Les variables individuelles X sont celles qui à ajouter deux autres variables spécifques : 1
caractérisent l’individu et qui ne dépendent pas une pour la sécurité de l’emploi et une autre
de l’emploi occupé : l’âge, le diplôme, le genre, pour la sécurité des revenus. Pour la sécurité
la durée de l’expérience sur le marché du travail de l’emploi, l’initiative de la fn du contrat de
et la spécialité de formation. travail joue un rôle important dans la mobilité
future. Ainsi, la mobilité volontaire, générale-
Les variables d’emploi X retenues sont : la ment préparée, a été différenciée de la mobilité 2
fonction du poste dans l’entreprise, le sec- subie. Pour la sécurité des revenus, la
teur d’activité de l’établissement, la catégorie interne à l’entreprise est distinguée de la mobi-
socioprofessionnelle, la taille de l’entreprise, lité externe, chacune étant analysée au moyen
l’ancienneté dans l’emploi, le fait d’encadrer de deux estimations distinctes.
Tableau 1
Effectifs sélectionnés pour les trois critères de fexicurité
Oui Non Total
Part dans Part dans Part dans Critères
Effectif l’échantillon Effectif l’échantillon Effectif l’échantillon
(en %) (en %) (en %)
Stabilité de l’emploi 12 991 71 5 286 29 18 277 100
Sécurité de l’emploi 4 277 81 1 009 19 5 286 100
Sécurité des revenus 5 717 79 1 536 21 7 253 100
Dont :
Mobilité interne 3050 91 297 9 3347 100
Mobilité externe 2667 68 1239 32 3906 100
Lectur e : 12 991 individus sont stables (71 % de l’échantillon) et 5 286 instables (29  % de l’échantillon), total = 100 % en ligne.
Source : enquête Formation et Qualification Professionnelle (FQP), 2003, Insee ; calculs des auteurs.
Encadré 3
Les variabLes exPLicatives
La durée de l’expérience sur le marché du travail se L’utilisation des TIC est une variable dichotomique qui
défnit comme la différence entre la date d’entrée sur regroupe de deux variables de l’enquête : utilisation
le marché du travail après la fn des études et la date d’un micro-ordinateur et/ou d’Internet.
de l’enquête.
Les conditions de travail sont approchées par les varia-
Le secteur d’activité est celui de l’établissement et bles dichotomiques suivantes : soumis à des caden-
suit une nomenclature NAF en 16 postes. La catégorie ces machines (oui/non), soumis à des délais (oui/non),
socioprofessionnelle correspond à une nomenclature soumis à des demandes clients (oui/non), soumis à un
en sept postes. La catégorie employé a été divisée en contrôle hiérarchique (oui/non), à des contacts avec le
deux sous-catégories : employé qualifé et employé public (oui/non).
non qualifé selon la méthode proposée par Amossé
et Chardon (2006). On notera que la catégorie Artisans Pour l’initiative de la fn du contrat, la mobilité subie
et commerçants est présente dans l’analyse car elle est approchée avec précision grâce à deux modali-
regroupe les salariés qui se déclarent dans cette caté- tés : la mobilité « non choisie », c’est-à-dire à l’initiative
gorie (42 individus). de l’employeur mais acceptée par le salarié, et celle
déclarée comme directement « contrainte », c’est-Le secteur public regroupe l’administration nationale,
à-dire à l’initiative de l’employeur et contre le gré du les collectivités locales, l’hôpital public, les HLM,
salarié.les organismes de sécurité sociale et les entreprises
publiques ou nationales.
102 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010marginaux individuels des personnes âgées de Les variables d’emploi ont plus
moins de 35 ans par rapport à celles de d’infuence que les variables
35 à 45 ans. Cela signife qu’avoir moins de
individuelles sur les parcours 35 ans diminue en moyenne la probabilité de
rester dans la même entreprise entre 1998 et professionnels
2003 de 7,036 % (cf. annexe, tableau B). Les
valeurs présentées dans le graphique permet-
’analyse porte sur l’effet qu’exerce telles tent de comparer les effets globaux des varia-L ou telles caractéristiques sur chacune des bles individuelles et d’emploi. Aucune variable
trois probabilités : rester dans l’emploi, retrou- individuelle n’a d’infuence maximale supé-
ver rapidement un emploi et sécuriser ses reve- rieure à 8 % dans les trois modèles. En revan-
nus dans la mobilité (7). che, de nombreuses variables d’emploi ont un
impact important et supérieur à 10 % : la taille
Afn d’évaluer l’infuence globale de chaque de l’entreprise, le secteur d’activité, la catégorie
variable explicative, nous avons estimé, pour socioprofessionnelle, l’ancienneté dans l’em-
chaque variable, la valeur absolue maximale de ploi, l’encadrement d’autres salariés et l’appar-
7 8la moyenne des effets marginaux individuels tenance au secteur public.
(cf. encadré 1 pour une présentation des effets
marginaux). À titre d’exemple dans le modèle Ces résultats tendent à confrmer nos hypo-
de stabilité de l’emploi, la valeur ainsi calculée thèses. La place du secteur d’activité et de
pour la variable âge est de 7,036 % (8). Il s’agit
de la plus forte moyenne pour cette variable.
7.  Cf. tableau A de l’annexe. 
Plus précisément, c’est la moyenne des effets 8.  Cf.  B de  
Graphique
Moyenne des effets marginaux individuels (plus forte moyenne en valeur absolue par variable)
En %
30
Variables Variables entreprises ou emploi 1998
individuelles
25
20
15
10
5
0
Stabilité de l’emploi Sécurité de l’emploiSécurité des revenus
Lectur e  :  Pour  chaque  variable,  on  ne  r epr ésente  que  la  modalité  ayant  la  plus  forte  moyenne  des  effets  marginaux  individuels  en  valeur 
absolue.  Ainsi,  pour  la  sécurité  de  l’emploi,  la  modalité  du  secteur  de  l’énergie  montr e  une  moyenne  des  effets  marginaux  individuels 
égale  à  -24,3  %  par  rapport  au  secteur  «  santé,  éducation  social  ».  C’est  la  plus  forte  moyenne  de  toutes  les  modalités  de  la  variable 
secteur en valeur absolue. Les variables n’ayant aucune modalité significative ne so nt pas r epr ésentées.
Champ  :  salariés  en  CDI  en  1998  et  non  r etraités  en  2003  pour  la  stabilité  de  l’emploi  ;  salariés  en  CDI  en  1998,  non  r etraités  en  2003 
et  ayant  quittés  leur  entr eprise  de  1998  pour  la  sécurité  de  l’emploi  ;  salariés  en  CDI  en  1998,  non  r etraités  en  2003  et  ayant  connu  une 
mobilité entr e 1998 et 2003 pour la sécurité des r evenus.
Source : enquête Formation et Qualification Professionnelle (FQP), 2003, Insee ; calculs des auteurs.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010 103
Âge
Diplôme
Genre
Expérience
Spécialité
Fonction
Secteur
Catégorie sociale
Taille
Ancienneté
Tic
Encadrement
Temps travail
Cadence machine
Délais
Demandes clients
Contrôle hiérarchique
Contact client
Secteur public
Initiative fin contrat
Type mobilité
Pourcentage de variation de la probabilité expliquéel’ancienneté dans la construction des parcours cadre de carrières stables. Les personnes exer-
professionnels vient conforter l’idée d’un fonc- çant dans l’administration ou la fonction publi-
tionnement différencié selon les segments du que y ont souvent accédé par un concours. De ce
marché du travail. L’analyse des trois dimen- fait, elles restent généralement dans leur orga-
sions de la sécurité des trajectoires permet de nisme par la suite, au sein duquel elles changent
préciser ce premier résultat. souvent de fonction, à la faveur de mutations
internes ou de promotions (Simonnet et Ulrich,
2009). Le secteur de l’énergie est caractérisé
L’ancienneté et le fait de travailler dans par des entreprises de grande taille récemment
9une grande entreprise : deux facteurs privatisées. En revanche, l’instabilité dans l’em-
de stabilité dans l’emploi ploi touche particulièrement les salariés des
secteurs de l’industrie agro-alimentaire, des
L’analyse de la stabilité dans l’emploi atteste que biens d’équipement ou de la construction. De
l’effet des caractéristiques de occupé même, les personnes travaillant à temps partiel,
dans le passé prime sur celui des caractéristi- bien qu’en CDI, restent moins souvent dans la
10ques individuelles. En effet, la stabilité est avant même entreprise que celles à temps plein (10).
tout déterminée par l’ancienneté dans l’emploi, Occuper des fonctions commerciales, de ges-
le secteur d’activité, la taille de l’entreprise et le tion ou de comptabilité a un impact négatif
fait d’encadrer d’autres salariés. sur la stabilité dans l’emploi. Ces fonctions se
caractérisent par des compétences certainement
Les salariés qui sont restés cinq ans dans la plus transférables, mais elles peuvent aussi être
même entreprise sont ceux que l’on considère plus facilement sous-traitées. Les fonctions qui
dans cette étude comme une main-d’œuvre sta- favorisent la stabilité se trouvent du côté de la
ble – et ils ont été sélectionnés comme tels. Les production et de l’exploitation : ce sont celles
qui concernent le cœur de métier de l’entreprise. personnes les plus diplômées se distinguent par
Par ailleurs, le fait d’encadrer au moins une per-une stabilité plus prononcée que celles dotées
sonne diminue très sensiblement la stabilité de d’un niveau de formation plus faible (+ 3,06 %).
l’emploi et ce, de manière plus importante que L’effet de l’ancienneté dans l’emploi est celui
la taille de l’entreprise, la catégorie socioprofes-qui ressort le plus fortement (9). Cette variable
sionnelle ou le diplôme.est un indicateur de la qualité de l’appariement
entre le salarié et l’emploi : les meilleurs appa-
Pour des raisons différentes, deux catégories riements seraient donc aussi les plus stables,
socioprofessionnelles sont exposées à l’insta-ce qui ne surprendra pas. Toutes choses égales
bilité de l’emploi : d’une part, les cadres pour par ailleurs, les grandes entreprises contribuent
qui les mobilités externes peuvent correspon-davantage que les autres à la stabilité de l’em-
dre à des stratégies de carrière et, d’autre part, ploi, la différenciation ressortant nettement
les ouvriers non qualifés pour qui l’instabilité entre les plus grandes (plus de 1 000 salariés),
conduit souvent vers des parcours marqués par et les PME de moins de 50 salariés. Cet effet
le chômage ou l’inactivité. Les salariés non qua-conforte les résultats de Duhautois (2006) ou de
lifés s’avèrent donc plus soumis que les autres Kalleberg et Maasteca (1998) : la probabilité de
aux risques de mobilités externes contraintes, quitter une entreprise est inversement propor-
celles-ci étant aussi plus souvent liées aux licen-tionnelle à sa taille. En l’absence de variables
ciements (Amossé, 2004).décrivant précisément l’organisation de l’entre-
prise dans l’enquête FQP, sa taille fournit des
Les contraintes de rythme de travail, telles que indices pour comprendre sa structure : dans les
« être soumis à des contrôles ou une surveillance grandes unités, plus pérennes que les petites, les
au moins quotidienne de la hiérarchie et à des rémunérations sont souvent plus élevées et les
contacts avec le public », exercent un effet néga-carrières suivent plus fréquemment des logiques
tif sur la stabilité. Un certain degré d’autonomie de marché interne, deux facteurs susceptibles
dans le travail favoriserait donc la stabilité de d’inciter certains à rester (Insee, 2008, p. 106).
l’emploi, comme l’ont montré Amossé et Gollac
(2008). L’utilisation des technologies de l’in-Les salariés travaillant dans les secteurs de
formation et de la communication (TIC) est un l’énergie, des activités fnancières, et, comme
l’on pouvait s’y attendre, dans l’administration
et le secteur public, ont plus de chances que les
9.  En  France,  l’ancienneté  moyenne  d’un  salarié  dans  une  entr e-autres de rester dans la même entreprise. Ce
prise est d’environ huit ans (Duhautois, 2006).dernier pôle sectoriel se caractérise on le sait
10.  L ’enquête FQP  ne  per met  pas  de  distinguer  les  emplois  à 
par des opportunités de mobilité interne dans le temps partiel subis et choisis.
104 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 431–432, 2010

Soyez le premier à déposer un commentaire !

17/1000 caractères maximum.