La relation entre le niveau du salaire perçu et les transitions d'emploi à emploi en France : une remise en cause des modèles de recherche d'emploi ?

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La théorie de la recherche d’emploi a fait l’objet d’un important renouveau sous l’impulsion de Burdett et Mortensen (1998), qui ont mis en évidence que le comportement de recherche sur le tas des employés affecte la concurrence qui s’exerce, via les salaires, entre les firmes. L’équilibre est alors caractérisé par une dispersion des salaires, y compris en l’absence d’hétérogénéité tant du point de vue des travailleurs que des firmes. Bowlus et Neumann (2004) se sont récemment interrogés sur la pertinence empirique de ce cadre au vu de la relation entre le niveau du salaire perçu et la mobilité d’emploi à emploi. Théoriquement, la fréquence des transitions d’emploi à emploi diminue avec le niveau du salaire du travailleur, la probabilité d’obtenir une offre financièrement intéressante étant plus faible quand la rémunération est plus élevée. Bowlus et Neumann montrent pourtant que cette relation apparaît, à l’observation, ambiguë voire croissante aux États-Unis. Or, sur des données françaises issues de l’enquête Emploi, une relation statistique ambiguë entre le niveau du salaire perçu par un employé et sa probabilité de transition vers un autre emploi apparaît également, en lieu de la relation décroissante prédite par la théorie. Nous montrons que cette ambiguïté pourrait renvoyer à un effet de composition agrégé qui disparaît quand une désagrégation par catégorie socioprofessionnelle est effectuée, et aussi à une typologie particulière de mobilités professionnelles : des promotions au sens de transitions accompagnéesd’une montée dans l’échelle des catégories socioprofessionnelles. L’estimation par CSP que nous proposons du modèle canonique de recherche d’emploi (à partir d’une méthode de moments simulés) apparaît en mesure de rendre compte de la relation observée entre le salaire perçu et la probabilité de mobilité professionnelle, dès lors que sont exclusivement considérées des mobilités n’entraînant pas de promotion ni de perte de salaire.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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EMPLOI
La relation entre le niveau du salaire
perçu et les transitions d’emploi
à emploi en France :
une remise en cause des modèles
de recherche d’emploi ?
Arnaud Chéron* et Guoqing Ding**
La théorie de la recherche d’emploi a fait l’objet d’un important renouveau sous l’im-
pulsion de Burdett et Mortensen (1998), qui ont mis en évidence que le comportement
de recherche sur le tas des employés affecte la concurrence qui s’exerce, via les salaires,
entre les fi rmes. L’équilibre est alors caractérisé par une dispersion des salaires, y com-
pris en l’absence d’hétérogénéité tant du point de vue des travailleurs que des firmes.
Bowlus et Neumann (2004) se sont récemment interrogés sur la pertinence empirique
de ce cadre au vu de la relation entre le niveau du salaire perçu et la mobilité d’emploi
à emploi. Théoriquement, la fréquence des transitions d’emploi à emploi diminue avec
le niveau du salaire du travailleur, la probabilité d’obtenir une offre fi nancièrement inté-
ressante étant plus faible quand la rémunération est plus élevée. Bowlus et Neumann
montrent pourtant que cette relation apparaît, à l’observation, ambiguë voire croissante
aux États-Unis.
Or, sur des données françaises issues de l’enquête Emploi, une relation statistique ambi-
guë entre le niveau du salaire perçu par un employé et sa probabilité de transition vers un
autre emploi apparaît également, en lieu de la relation décroissante prédite par la théorie.
Nous montrons que cette ambiguïté pourrait renvoyer à un effet de composition agrégé
qui disparaît quand une désagrégation par catégorie socioprofessionnelle est effectuée,
et aussi à une typologie particulière de mobilités professionnelles : des promotions au
sens de transitions accompagnées d’une montée dans l’échelle des catégories socio-
professionnelles. L’estimation par CSP que nous proposons du modèle canonique de
recherche d’emploi (à partir d’une méthode de moments simulés) apparaît en mesure de
rendre compte de la relation observée entre le salaire perçu et la probabilité de mobilité
professionnelle, dès lors que sont exclusivement considérées des mobilités n’entraînant
pas de promotion ni de perte de salaire.
* Gains, Université du Maine et EDHEC. E-mail : acheron@univ-lemans.fr.
** Gains, Université du Maine. E-mail : guoqing.ding.etu@univ-lemans.fr.
Correspondance : Avenue Olivier Messiaen, Faculté de Droit et de Sciences Economiques, 72085 Le Mans Cedex 9, France.
Ce travail a bénéfi cié des remarques de deux rapporteurs anonymes d’Économie et Statistique. Nous tenons également à remercier
F. Langot, J-M. Robin ainsi que l’ensemble des participants aux séminaires Marché du travail de l’Université de Paris-I et du Gains de
l’Université du Mans.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008 3a théorie de la recherche d’emploi renvoie tique salariale, sachant que, dans ce contexte, un Linitialement à une représentation du mar- salaire plus élevé, s’il réduit le niveau de l’ex-
ché du travail en équilibre partiel, c’est-à-dire cédent brut d’exploitation, permet de débau-
à demande de travail donnée : les travailleurs, cher des employés (et donc de réduire le délai
confrontés à une distribution donnée des offres de recrutement) et de conserver plus longtemps
de salaires, décident d’une stratégie de recher- sa main-d’œuvre (et donc accroître la durée de
che d’emploi qui s’apparente à une « règle d’ar- l’emploi). D’un point de vue des profi ts inter-
rêt » (1) : cette règle défi nit un seuil de rému- temporels, la stratégie consistant à offrir un
nération salariale au-delà duquel il est optimal salaire élevé peut donc s’avérer équivalente (du
d’accepter l’offre de salaire proposée. Les pre- point de vue de l’entreprise) à celle d’un bas
miers travaux à avoir formalisé cette représenta- salaire. La distribution des salaires ne dépen-
tion datent de la fi n des années 1960 et du début drait donc pas uniquement de l’hétérogénéité
des années 1970 (McCall, 1965, et Phelps et al., des individus et des entreprises mais également
1970). d’une composante endogène, produit des fric-
tions le marché du travail, soit plus précisément
La contribution de Diamond (1971) fut de met- des probabilités relatives de contact d’offres
tre en évidence le caractère singulier de l’équi- de salaires pour les chômeurs et les employés.
libre de ces modèles dès lors que la politique Bontemps, Robin et Van den Berg (2000) ont
salariale des entreprises est prise en compte. Il les premiers exploité cette représentation sous
considère un environnement où l’information un angle empirique, afi n justement de mettre en
est imparfaite, où les entreprises disposent d’un évidence la part relative de l’effet pur (frictions)
pouvoir de monopsone, en faisant des offres à 1et de l’effet lié à hétérogénéité des entreprises.
prendre ou à laisser, et où seuls des chômeurs
identiques recherchent un emploi, de manière Différentes contributions récentes constituent,
séquentielle et n’ont pas accès à plusieurs offres tant sur le plan théorique qu’empirique, des
simultanément. L’équilibre est alors caractérisé extensions de ces premiers travaux. Postel-
par une distribution des salaires concentrée en Vinay et Robin (2002) remettent notamment
un point : seul le salaire de réservation des chô- en cause la propriété d’invariance de la politi-
meurs est fi nalement offert. S’il existe un coût que salariale des entreprises : dans Burdett et
de collecte de l’information sur les salaires, Mortensen (1998), il est notamment supposé que
aucun chômeur n’a de ce fait intérêt à partici- l’entreprise ne peut réviser son salaire lorsque le
per au marché du travail, puisque la recherche travailleur a une opportunité extérieure, à cause
d’un emploi ne se traduit pas par l’espérance d’une asymétrie d’information. Postel-Vinay et
d’un gain positif. Ce résultat est connu sous le Robin (2002) adoptent l’hypothèse alternative
nom de paradoxe de Diamond. Une stratégie de d’information parfaite des entreprises sur les
modélisation consiste alors à prendre en consi- opportunités extérieures des employés (d’où
dération l’hétérogénéité des chômeurs, en ter- une capacité de contre-proposition), générant
mes de coûts d’opportunité différenciés à être
de ce fait une distribution des salaires égale-
au chômage, générant à son tour une hétérogé-
ment au sein de chaque entreprise. Ceci permet
néité des salaires versés à l’équilibre (Albrecht
également de prédire théoriquement l’exis-
et Axell, 1984).
tence de transitions avec perte de salaire, ce qui
ne peut se produire dans le cadre de Burdett
Un véritable foisonnement de travaux tant
et Mortensen : il peut être dans l’intérêt d’un
empiriques que théoriques est intervenu depuis
employé d’accepter une baisse de salaire ins-une dizaine d’années. L’approche de Burdett et
tantanée, dès lors que cette offre alternative est
Mortensen (1998) est représentative des fon-
effectuée par une entreprise dont la productivité
dements de ce renouveau (la majeure partie
est plus élevée, et dont il peut de ce fait espé-
des auteurs partagent la structure du modèle
rer de meilleures progressions salariales dans le
proposé) et constituera notre référence théori-
futur. L’évaluation empirique sur données fran-que. Leur contribution majeure fut de montrer
çaises se focalise néanmoins uniquement sur la qu’en présence d’une recherche sur le tas des
capacité du modèle à reproduire la distribution employés, et donc pas seulement des chômeurs,
des salaires, en décomposant les sources de la une dispersion dite « pure » des salaires existe,
dispersion entre hétérogénéité des travailleurs, puisqu’elle ne découle pas d’une hétérogénéité
des fi rmes et « l’effet frictions ». Cahuc et al. des travailleurs et/ou des entreprises. Cette
(2006) reprennent cette approche afi n d’identi-dispersion est le résultat d’un équilibre à la
Bertrand (stratégie mixte), où une compétition
s’exerce entre les fi rmes au travers de leur poli- 1. Stopping rule.
4 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008sionnelles dès lors qu’un raisonnement par CSP fi er de façon complémentaire le rôle du pouvoir
est effectué, et que seules les mobilités avec pro-de négociation des travailleurs. Celui-ci appa-
gression salariale sont considérées.raît fi nalement réduit en tant que tel, dans la
mesure où la recherche sur le tas des employés
et donc la possibilité qu’ils ont d’obtenir des
offres alternatives constituent également en soi
Dispersion des salaires et une forme de pouvoir de négociation, puisque
cette possibilité fait peser sur l’entreprise une transition d’emploi à emploi :
menace de voir supporter de nouveaux coûts une étude statistique à partir de
de recrutement en cas de démission de l’em-
l’enquête Emploiployé. Enfi n, et sans vouloir être exhaustif, il est
important de mentionner les travaux de Stevens
(2004) et Burdett et Coles (2003) qui discu- otre analyse a d’abord pour but d’identifi er
tent l’optimalité de contrats de salaires dyna- Nles caractéristiques de la dispersion des
miques par rapport à un contrat de salaire fi xe. salaires et de la mobilité d’emploi à emploi en
Différents contrats existent à l’équilibre, mais France, afi n de pouvoir évaluer sous quelle(s)
chacun partage une caractéristique commune : dimension(s) le modèle canonique de recherche
le niveau du salaire progresse avec l’ancienneté d’emploi, celui de Burdett et Mortensen (1998)
des employés. peut s’avérer empiriquement défaillant.
Au travers de ces différentes représentations, Le caractère log-normal de la distribution des
l’accent est essentiellement mis sur la question salaires en France est aujourd’hui bien connu
de la dispersion des salaires. Néanmoins, l’en- et largement documenté (cf. par exemple,
semble de ces travaux induisent des prédictions Bontemps et al., 2000). Ils ont les premiers mis
importantes en matière de mobilité profession- en évidence la capacité du modèle de recherche
nelle et, notamment, la décroissance de la fré- d’emploi à en rendre compte dès lors qu’une
quence de transition avec le niveau de salaire estimation non-paramétrique de la distribution
de l’individu : il a en effet d’autant moins de des productivités entre fi rmes est proposée (3).
chance de trouver une offre acceptable qu’il est Concernant la mobilité, les modèles de recher-
déjà bien rémunéré. che d’emploi prédisent systématiquement une
réduction de la fréquence de transition vers un
Bowlus et Neumann (2004) se sont récemment autre emploi avec le niveau du salaire courant
interrogés, à partir de leurs travaux sur données perçu. La pertinence empirique de cette propriété
américaines, sur la pertinence empirique de ce n’a pas été examinée. Les travaux de Bowlus
cadre de référence concernant plus précisément et Neumann (2004) constituent une exception
cette relation entre le niveau du salaire perçu et notable, qui justement soulève des doutes sur la
la mobilité d’emploi à emploi. Théoriquement, présence d’une telle régularité empirique dans
2la fréquence des transitions d’emploi à emploi les données américaines.
diminue avec le niveau des gains salariaux du
travailleur : la probabilité d’obtenir une offre Quelles sont donc les caractéristiques des tran-
acceptable (i.e. fi nancièrement intéressante) sitions sur le marché du travail français ? Quelle
diminue en effet avec le niveau de rémunération est la relation statistique entre le niveau du
du travailleur (2). Bowlus et Neumann montrent salaire perçu et la probabilité de transition ? À
pourtant que cette relation apparaît, à l’observa- cette fi n nous utilisons les données de l’enquête
tion, ambiguë voire croissante. Qu’en est-il sur Emploi pour la période 1990-1999 (cf. enca-
données françaises ? Si un résultat équivalent dré 1). Trois types de mobilités sont considé-
au leur est obtenu, comment peut-on réconcilier 3rées (cf. encadré 2) :
les estimations de Bontemps, Robin et Van den
(i) les mobilités externes (changement d’entre-Berg (2000) et de Postel-Vinay et Robin (2002)
prise) sans promotion ;avec cette observation statistique ?
(ii) les mobilités externes avec promotion ;
Afi n d’illustrer la pertinence empirique du
(iii) les promotions internes (dans l’entreprise).modèle canonique de recherche d’emploi, nous
en proposerons une estimation structurelle à par-
tir d’une méthode de moments simulés. Outre la 2. Ce résultat demeure vérifi é dans les extensions théoriques
proposées par Postel-Vinay et Robin (2002) et Cahuc, Postel-reproduction de moments caractéristiques de la
Vinay et Robin (2006).dispersion des salaires, le modèle apparaîtra en
3. Autrement dit, cette estimation ne repose pas sur l’utilisation
mesure de rendre compte des mobilités profes- d’une loi particulière.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008 5Encadré 1
SOURCES
L’étude empirique repose sur des données issues rémunération non seulement de l’infl ation mais aussi
de l’enquête Emploi menée par l’Insee auprès de de la croissance du PIB. Nous empilons alors les
70 000 ménages français. Nous considérons les informations ainsi obtenues pour les années 1990 à
années 1990 à 1999. L’échantillon est partiellement 1999, dans le cadre de notre population de réfé-
renouvelé (un tiers) chaque année, de sorte qu’un rence. Autrement dit, nous enregistrons les niveaux de
individu est interviewé pendant trois années succes- rémunération salariale perçus par un individu durant
sives. Notre objectif visant à caractériser les mobili- les années t, t + 1 et t + 2, comme trois informations
tés d’emploi à emploi, nous ne retenons entre deux distinctes (dans la CSP correspondante), cet individu
années successives t et t + 1 que les mobilités d’in- appartenant durant ces trois années à l’une des quatre
dividus n’ayant pas connu d’épisodes de chômage CSP retenues (par construction de notre échantillon).
d’une durée supérieure à un mois pendant l’année Enfi n, nous normalisons à 1 la valeur du Smic mensuel
écoulée. A contrario, en cas d’épisode de chômage net pour un temps plein (base 1990). Toute observa-e à un mois, nous considérons tion de rémunération inférieure à cette valeur est ainsi
qu’il s’agit d’une mobilité emploi-chômage-emploi. exclue.
Nous ne nous y intéressons pas dans ce travail. Ce tri
est effectué à partir du calendrier rétrospectif d’acti-
vité mensuelle.
Graphique A
Nous restreignons le champ de notre analyse au sec- Répartition des individus par CSP dans
teur privé. Nous nous focalisons également sur les l’échantillon retenu
travailleurs masculins à temps complet de nationa-
lité française entre 20 et 59 ans. Ce choix s’explique 1. En 1990
en particulier par notre volonté de ne pas prendre en
Ouvrierscompte les répercussions liées aux interruptions de
Professions non qualifiéscarrière (notamment au début) plus fréquentes chez
intermédiaires
les femmes, ces interruptions relevant de comporte-
ments que ne peut répliquer le modèle canonique de
recherche d’emploi.
Cadres
Les individus sont classés par catégorie socioprofes-
sionnelle (CSP), afi n de caractériser les distributions
de salaire et les transitions d’emploi à emploi par
niveau de qualifi cation. Nous limitons notre échantillon
aux salariés du secteur privé et appartenant durant
les trois années successives où ils sont interviewés à
l’une des quatre CSP suivantes : cadres, professions
intermédiaires, ouvriers qualifi és et ouvriers non qua- Ouvriers
qualifiéslifi és. Outre les agriculteurs et exploitants, et artisans,
commerçants et chefs d’entreprise, les employés sont
également exclus de notre champ d’investigation.
Ce choix se justifi e par la prépondérance des fem-
mes (plus de 80 %) dans cette CSP, alors que nous
avons choisi de construire un échantillon composé 2. En 1998
d’hommes. Or, nous ne sommes en mesure d’y iden-
Ouvriers
tifi er qu’un nombre trop limité de mobilités d’emploi à
non qualifiés
emploi concernant ces derniers pour que puisse être
Ouvriersdégagée une information représentative. La répartition
qualifiésde notre échantillon entre ces quatre CSP pour deux
Cadresannées – 1990 et 1998 – apparaît relativement stable
(cf. graphique A).
Les distributions de salaire pour chacune des quatre
CSP (cf. graphique VI, densités observées) sont calcu-
lées en euros constants (base 1990) à partir des gains
salariaux mensuels nets des taxes salariales, en tenant
compte à la fois de l’infl ation et de la croissance du
PIB observées. Cette dernière tend en effet à se tra-
duire par un déplacement de la moyenne des salaires.
Professions
Dès lors que nous souhaitons étudier les caractéristi- intermédiaires
ques de la distribution (stationnaire) des salaires sur
la période 1990-1999, nous défl atons les niveaux de Source : enquête Emploi, calculs des auteurs.
6 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008Une promotion est en effet ici défi nie par une de transition de 12 % (cf. tableau 1). Le taux de
montée dans l‘échelle des CSP (en supposant mobilité externe n’est que de 4,7 % en moyenne
que ces catégories soient hiérarchisées les unes sur les 9 années d’observation, ce qui conforte-
par rapport aux autres dans une échelle des pro- rait l’analyse de Jolivet et al. (2006) classant la
France parmi l’ensemble des économies à faible fessions). Notons en particulier que nous consi-
rotation avec l’Espagne, l’Italie, le Portugal et dérons ici qu’une mobilité interne (par défi nition
4 5la Belgique. une promotion interne) coïncide avec un change-
ment d’emploi. Autrement dit, un changement de
Le taux annuel de mobilité externe fl uctue de nature du travail à effectuer (de poste) est supposé
façon importante de 1990 à 1999, entre 3,5 et sous-jacent à la modifi cation de CSP. En revan-
6,5 %, le creux coïncidant avec la récession de che, toute mobilité interne se traduisant unique-
1993 (cf. graphique I). En moyenne, 45 % de ment par une variation de salaire est supposée ne
ces mobilités se traduisent par des baisses de pas impliquer de changement d’emploi (4).
salaire ou plus précisément une régression dans
la hiérarchie salariale (5). Le taux de promo-
Décomposer, au niveau agrégé, les taux de
transition
4. Ces hypothèses sont bien-entendu discutables : il se peut
qu’un changement de poste implique une augmentation de salaire
sans modifi cation de CSP. À l’inverse, une promotion au sens de la Quatre CSP sont considérées et seuls les
CSP peut intervenir sans modifi cation du poste de travail.
hommes employés à temps plein sont pris en 5. Les salaires étant défi nis en termes constants sur la base
1990, après avoir défl até de l’infl ation et de la croissance du Pib, compte. Au total, près de 87 000 observations
une baisse de salaire caractérise plus précisément une régression
sont comptabilisées. Dans cet échantillon, nous dans la hiérarchie salariale plutôt qu’une diminution en termes
absolus (pour plus de détails concernant cette transformation recensons plus de 10 000 mobilités d’emploi à
des salaires, cf. encadré 1). Il est considéré que la croissance du
emploi, soit donc un taux global moyen annuel PIB induit un déplacement de la moyenne des salaires.
Encadré 2
TYPOLOGIE ET MESURE DES MOBILITÉS ÉTUDIÉES
Notre étude vise à analyser les caractéristiques des lité externe ou interne. Trois types de promotions sont
mobilités d’emploi à emploi. Nous considérons que examinées :
celles-ci peuvent être de trois types :
(i) un ouvrier non qualifi é devient qualifi é ;
(i) mobilité externe (changement d’entreprise) sans
promotion ; (ii) un ouvrier qualifi é accède à un poste répertorié
comme profession intermédiaire ;
(ii) mobilité externe avec promotion ;
(iii) un individu occupant une profession intermédiaire
(iii) mobilité interne (dans l’entreprise) avec promotion. devient cadre.
Pour une année t, le taux annuel moyen de transition Les autres types de mobilité avec modifi cation de CSP
(quelle qu’en soit sa nature) est défi ni comme le rap- apparaissant comme marginales dans notre échan-
port entre le nombre total des mobilités repérées entre tillon, qu’il s’agisse des régressions de CSP ou de
l’année t et l’année t + 1 et le nombre d’employés promotion deux échelons au-dessus (par exemple un
en t. ouvrier qualifi é qui deviendrait cadre sans passer par
la CSP professions intermédiaires). Notons également
Une mobilité externe est repérée à partir de la variable
que, étant donné notre niveau de désagrégation des ancienneté dans l’entreprise : un individu en emploi
CSP, nous ne pouvons nous intéresser aux promotions aux dates t et t + 1, n’ayant pas subi d’épisode de
d’individus appartenant à la CSP cadres.chômage supérieur à un mois, et qui reporte en t + 1
avoir une ancienneté dans l’entreprise inférieure à un
Il est donc ici fait référence à des changements d’em-
an, a connu une mobilité externe. Nous négligeons
ploi : les progression salariale au sein d’une même donc la possibilité de plusieurs transitions d’emploi
entreprise ne sont pas répertoriées comme des mobi-
à emploi au cours d’une même année, ce qui a pour
lités. En revanche, nous distinguons dans les transi-contrepartie que les taux de transition mesurés consti-
tions d’emploi à emploi les mobilités avec progression tuent fi nalement une borne inférieure aux taux de tran-
versus perte salariale. Nous prenons comme réfé-sition effectifs. Ce choix s’explique par l’absence de
rence le niveau des salaires en euros constants (base calendrier mensuel concernant la CSP.
1990). Une progression (perte) de salaire est alors
défi nie comme une variation positive (négative) d’au La promotion correspond à une progression de la posi-
moins 1 euro entre le salaire perçu en t et celui obtenu tion du travailleur au sens de la CSP, entre les années t
et t + 1. Cette progression peut résulter d’une mobi- en t + 1.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008 7Graphique Ition apparaît sensiblement plus stable (cf. gra-
Taux annuel de mobilité externephique II). Par ailleurs, dans 90 % des cas ces
En %promotions correspondent à des mobilités au
7
sein de l’entreprise, et 35 à 60 % des mobilités,
6
selon l’année considérée, se traduisent par une
5
perte de salaire.
4
3
2Le cas des mobilités externes : la relation
1entre le taux de salaire perçu et la
0probabilité de changer d’entreprise 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998
Total Mobilités avec hausse de salaireDans une perspective similaire à celle de l’étude
Lecture : en 1996, 3,9 % des salariés de l’échantillon ont connu de Bowlus et Neumann (2004), nous nous
une mobilité externe, avec ou sans promotion. 2,1 % (54,2 % de concentrons à présent sur la relation entre le ceux qui ont connu une mobilité) ont alors bénéficié d’une pro-
gression salariale.taux de mobilité externe et le niveau du salaire.
Champ : hommes salariés employés à temps plein.Nous raisonnons par décile de salaire, c’est-à-
Source : échantillon de 86 817 mobilités construit à partir des
dire en considérant les mobilités des individus enquêtes Emploi Insee, 1990-1999
répertoriés dans chacun des dix déciles, donc en
fonction de la valeur de leur rémunération sala-
Graphique II
riale précédent l’éventuelle mobilité. Autrement Taux annuel de promotion
dit, nous défi nissons la relation statistique entre
En %
10le niveau du taux de salaire en t et la probabi-
9
lité moyenne qu’un individu fasse l’objet d’une 8
7transition entre t et t + 1 en fonction de son
6décile d’appartenance en t.
5
4
3Sur l’ensemble de la population employée étu-
2
diée, on peut identifi er une relation s’approchant 1
0d’une courbe en U (cf. graphique III), qui tend
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998
à disparaître lorsque seules les mobilités avec
progression salariale sont retenues. Ce double Total
Promotions avec hausse de salairerésultat est en parfaite adéquation avec celui de
Promotions avec mobilité externe
Bowlus et Neumann. Dans le cas présent, on
Lecture : en 1996, 7,1 % des salariés de l’échantillon ont connu
observe notamment que le taux de transition une mobilité avec promotion (externe – avec changement d’en-
treprise –, ou interne). 3,5 % (48,7 % de ceux qui ont connu une moyen des individus appartenant au dixième
mobilité avec promotion) ont alors bénéficié d’une progression
décile est supérieur à celui du neuvième décile, salariale ; pour 0,4 % (5,6 % de ceux qui ont connu une mobilité
avec promotion), il s’agit d’une promotion externe.lui même supérieur au huitième. Ce résultat
Champ : hommes salariés employés à temps plein.contredit le caractère strictement décroissant Source : échantillon de 86 817 mobilités construit à partir des
avec le salaire des taux de transition impliqué enquêtes Emploi Insee, 1990-1999.
Tableau 1
L’échantillon d’observations sélectionnées
Mobilités externes Mobilités externes Promotions Nombre total Nombre
sans promotion avec promotion internes de transitions d’observations
Cadres 569 0 0 569 12 406
4,6 % 0 0 4,6 %
Professions 874 106 1 317 2 297 23 299
intermédiaires 3,75 % 0,45 % 5,65 % 9,85 %
Ouvriers 1 849 145 1 763 3 757 41 475
qualifi és 4,45 % 0,35 % 4,25 % 9,1 %
Ouvriers non 282 236 3 268 3 786 9 637
qualifi és 2,9 % 2,45 % 33,9 % 39,3 %
Total 3 574 487 6 348 10 409 86 817
4,1 % 0,6 % 7,3 % 12,0 %
Lecture : ce tableau fait état du nombre total de transitions (mobilités) entre deux années t et t + 1 par CSP, et selon leur nature (mobilités
externes sans promotion, promotions externes, promotions internes), empilées de 1990 à 1999.
Champ : hommes employés à temps plein.
Source : enquêtes Emploi, Insee, 1990-1999.
8 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008par le modèle canonique de recherche d’emploi Le cas des promotions : la relation entre
et ses différentes extensions. le salaire perçu et la probabilité d’être
promu
Allons au-delà de l’étude de Bowlus et Neumann
en adoptant un raisonnement par CSP, avec un Nous examinons fi nalement la relation statisti-
décilage des salaires propre à chacune de ces que entre la probabilité pour un individu d’être
CSP (cf. graphique IV). Il est alors tout à fait promu et sa rémunération salariale initiale.
intéressant de noter que la relation en U pré-
cédemment identifi ée tend pour partie à dis-
paraître. Le résultat obtenu au niveau agrégé
Graphique IV (suite)dépendrait donc notamment d’un effet de com-
position : typiquement, au niveau agrégé, les B – Le cas des professions intermédiaires
taux de mobilité externe supérieurs à 4 % obser-
En %
vés quel que soit le niveau du salaire pour les 10
cadres viendraient en quelque sorte contreba-
8
lancer les taux de mobilité autour de 3 % obser-
6vés pour les déciles les plus élevés des ouvriers
qualifi és. 4
2
0
12345678 9 10
Graphique III
Décile de salaireTaux de mobilité externe par décile de salaire
(niveau agrégé)
Total Mobilités avec hausse de salaire
En %
10
C – Le cas des ouvriers qualifi és
8
En %
106
8
4
62
40
12345678 9 10
2
Décile de salaire
0
Total Mobilités avec hausse de salaire 12345678 9 10
Décile de salaireLecture : sur les neuf années de la période d’observation, 3,7 %
des salariés du cinquième décile de l’échantillon ont connu une
mobilité externe, avec ou sans promotion. 1,8 % (49,0 % de ceux Total Mobilités avec hausse de salaire
qui ont connu une mobilité) ont alors bénéficié d’une progression
salariale.
Champ : hommes salariés employés à temps plein. D – Le cas des ouvriers non qualifi és
Source : échantillon de 86 817 mobilités construit à partir des
En %enquêtes Emploi Insee, 1990-1999.
10
8
Graphique IV
Taux de mobilité externe par décile de salaire 6
4A – Le cas des cadres
En % 2
10
0
8 12345678 9 10
Décile de salaire6
4 Total Mobilités avec hausse de salaire
Lecture : sur les dix années de la période d’observation, qui per-2
mettent de construire des mobilités sur neuf ans, 4,75 % des
salariés cadres du neuvième décile de l’échantillon ont connu 0
une mobilité externe, avec ou sans promotion. 1,85 % (38,9 % 12345678 9 10
de ceux qui ont connu une mobilité) ont alors bénéficié d’une
Décile de salaire progression salariale.
Champ : hommes salariés employés à temps plein.
Total Mobilités avec hausse de salaire Source : échantillon de 86 817 mobilités construit à partir des
enquêtes Emploi Insee, 1990-1999.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008 9La promotion, au sens d’un accroissement qua- en t et la probabilité d’être répertorié en t + 1
litatif de la CSP, qu’elle se traduise ou non par dans une CSP considérée comme supérieure à
un changement d’entreprise, peut également celle en t.
être apparentée à une modifi cation du poste de
travail. Dans cette perspective, nous considérons Le taux de promotion est strictement croissant
la relation statistique entre le niveau du salaire avec le niveau du décile des salaires, quelle que
soit la CSP : un salarié a, en moyenne, d’autant
plus de chance d’être promu qu’il est initiale-
Graphique V ment bien rémunéré (cf. graphique V). Lorsque
Taux annuel de promotion par décile de salaire l’on considère les seules promotions avec
augmentation salariale, ce résultat demeure
A – Le cas des professions intermédiaires
vrai pour les catégories Ouvrier Qualifi é et
En % Profession Intermédiaire (6). Un argument per-25
mettant théoriquement d’expliciter ce constat
20
empirique est mis en avant notamment par
15 Ghosh (2007) ou Chéron et Ding (2007) : les
individus les mieux rémunérés à une date t sont 10
en moyenne ceux qui sont les mieux formés et
5
les plus productifs ; de ce fait, il peut être plus
0 rentable pour les entreprises de diriger les recru-
12345678 9 10
tements pour des postes à haute productivité en
Décile de salaire
6priorité vers ces individus.
Total Mobilités avec hausse de salaire
Deux conclusions préliminaires semblent pou-B – Le cas des ouvriers qualifi és
voir être proposées à ce stade.
En %
12
10 La pertinence empirique du modèle de recher-
che d’emploi n’est a priori pas remise en cause 8
en tant que telle par l’observation des caracté-6
ristiques des mobilités professionnelles : dès
4
lors qu’un raisonnement par CSP est d’adopté,
2
le taux de mobilité externe tend à décroître avec
0 le salaire des employés. Par ailleurs, si une frac-12345678 9 10
tion importante des mobilités externes s’effec-Décile de salaire
tue avec des pertes de salaires, les extensions du
Total Mobilités avec hausse de salaire cadre canonique évoquées dans notre revue de
littérature devraient pouvoir en rendre compte,
C – Le cas des ouvriers non qualifi és même si la confrontation empirique sur cette
En % dimension reste à mener.
60
50
Si un raisonnement par CSP nous semble appro-
40 prié, la question des mobilités de travailleurs
30 entre statuts socioprofessionnels se pose natu-
20 rellement. Un fait stylisé apparaît alors très clai-
rement : les individus les mieux rémunérés sont 10
également ceux qui ont le plus de chance d’être 0
12345678 9 10 promus. Ce type de mobilité intervient même
Décile de salaire près de deux fois plus fréquemment qu’une
Total Mobilités avec hausse de salaire
Lecture : sur les dix années de la période d’observation, qui per- 6. Par construction, le taux de promotion compr end deux com-
mettent de construire des mobilités sur neuf ans, 11,9 % des posantes : les promotions internes (sans changement d’entre-
salariés des professions intermédiaires du neuvième décile de prise) et externes (avec changement d’entreprise). Il apparaît que
l’échantillon ont connu une mobilité avec promotion (externe – la fréquence d’une promotion, qu’elle qu’en soit la nature, aug-
avec changement d’entreprise – ou interne). 6,1 % (51,1 % de mente avec le niveau du décile de salaire. Par ailleurs, l’analyse
ceux qui ont connu une mobilité avec promotion) ont alors béné- statistique (non reportée ici) de la relation entre l’âge ou l’ancien-
ficié d’une progression salariale. neté du travailleur en poste avec la probabilité de promotion ne
Champ : hommes salariés employés à temps plein. fait pas apparaître de relation aussi tranchée. Un résultat similaire
Source : échantillon de 86 817 mobilités construit à partir des est par exemple mis en évidence dans le dossier Âge et Emploi
enquêtesEmploi Insee, 1990-1999. de la Dares (2004).
10 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008mobilité externe vers un emploi répertorié dans où p est la borne inférieure de la productivité min
une CSP identique. Ce constat souligne l’inté- p et β ≥ 0 (9).
rêt d’étendre la théorie de la recherche d’emploi
pour expliciter ces transitions et proposer une L’équilibre du modèle canonique est résumé
approche du marché du travail intégrant simul- par les relations suivantes défi nissant, respecti-
tanément mobilités externes et internes. vement, la fonction de densité des salaires ver-
sés , la fonction de densité des
salaires offerts , et le niveau
Le modèle canonique de du salaire en fonction de la productivité p de
l’entreprise (w(p)) :recherche d’emploi à l’épreuve
des faits
el qu’il est construit, le modèle canonique Tde recherche d’emploi ne permet pas de
rendre compte des mobilités externes avec perte
de salaire et des promotions. Néanmoins, qu’en
est-il de sa capacité à rendre compte, quanti-
tativement parlant, non seulement de la distri-
bution des salaires mais également de la pente
de la relation entre le taux de mobilité externe
avec progression salariale et le niveau de rému-
nération initiale ? Nous proposons donc, dans
ce dernier temps, d’examiner la performance
empirique du modèle canonique de recherche
d’emploi (Burdett et Mortensen (1998) avec
une distribution continue de productivités)
(cf. annexe 1).
Bontemps et al. (2000) ont déjà proposé une
où δ et λ correspondent respectivement au taux 1estimation structurelle de ce modèle en exploi-
de destruction des emplois et au taux de contact tant également les données de l’enquête Emploi
d’une offre de salaire pour un employé. Nous (données allant de 1990 à 1993). Si l’estima-
défi nissons donc l’ensemble des quatre paramè-tion est conduite par secteur d’activité, cette
7 8 9tres à estimer : contribution ne retient en revanche pas de stra-
tifi cation des travailleurs selon leur CSP (7).
De fait, c’est l’ensemble des transitions qui est
donc considéré, y compris celles impliquant
une modifi cation de la CSP. Enfi n, ces auteurs La sélection des paramètres à estimer est moti-
focalisent leur attention sur la distribution des vée par l’objet de cette estimation : rendre
salaires. La comparaison des taux de transition compte de la distribution des salaires et de la
d’emploi à emploi impliqués par le modèle avec mobilité d’emploi à emploi. Or, la fonction de
leur contrepartie empirique n’est pas examinée. densité des salaires perçus, g(w), est intégrale-
La stratégie d’estimation 7. Postel-Vinay et Robin (2002) et Cahuc et al. (2006) utilisent
cette dimension CSP pour estimer des modèles de recherche
d’emploi avec recherche sur le tas (l’ensemble des transitions
Nous utilisons donc les données de l’enquête sont intégrées, y compris celles qui impliquent des variations de
CSP). Notre étude n’est cependant pas directement compara-Emploi (1990-1999) et effectuons une estimation
ble dans la mesure où les caractéristiques du jeu de fi xation des
à partir d’une méthode de moments simulés (8). salaires diffèrent sensiblement de celui considéré dans le modèle
canonique retenu ici.Nous effectuons une estimation paramétrique
8. Pour une présentation détaillée de la méthode d’estimation en considérant que la fonction de répartition de retenue, cf. annexe 2.
9. Bontemps et al. (2000) effectuent une estimation non-para-la productivité suit une loi de Pareto :
métrique de la productivité en utilisant les données Insee d’entre-
prises ( Bénéfi ces industriels et commerciaux ). Notre estimation
est d’une ambition moindre. Elle vise simplement à confronter
les implications quantitatives du modèle sur une dimension
jusqu’alors non explicitement considérée, qui concerne donc les
taux de transition d’emploi à emploi.
ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008 11cloche de la distribution des salaires est tout ment défi nie par la distribution des productivi-
d’abord particulièrement bien reproduite, ce qui tés Γ(p), et par les paramètres de transition, λ 1
n’est en revanche pas le cas de la longue queue à et δ. Il en est de même pour le taux de transition
droite. Ce point est notamment mis en évidence d’emploi à emploi, qui vérifi e :
par Bontemps et al. (2000) pour motiver l’uti-
lisation d’une estimation non paramétrique de
la distribution des productivités. Cette insuffi -
sance explique la valeur relativement élevée de
L’estimation est effectuée, distinctement, pour la statistique J de test de la spécifi cation globale,
chacune des quatre CSP retenues. pouvant conduire à rejeter de manière globale le
10modèle (10).
Les résultats des estimations
De façon originale, nous sommes également en
mesure de comparer les prédictions du modèle
Comme préalable, il est intéressant de compa-
estimé en termes de taux de transition avec leur
rer les paramètres estimés de destruction et de
contrepartie empirique. Au préalable, rappelons
contact (cf. tableau 2 et annexe 2) avec les résul-
que les moments utilisés pour estimer le modèle
tats obtenus par Postel-Vinay et Robin (2002)
sont complètement indépendants des mobilités
qui conduisent également une estimation par
d’emploi à emploi, ce qui rend discriminante la
CSP, mais avec un modèle sensiblement diffé-
confrontation. On peut comparer les propriétés
rent, et ceux obtenus par Bontemps et al. (2000)
du modèle aux caractéristiques des mobilités
avec un modèle équivalent mais dans le cadre
d’emploi à emploi sans promotion, c’est-à-dire
d’une estimation sectorielle. Plus précisément,
les mobilités externes n’impliquant pas de varia-
nos taux de contacts annuels estimés, compris
tion de CSP (cf. graphique VII). Il est alors tout
entre 12,6 % et 26,0 % sont proches de l’inter- à fait intéressant de noter (visuellement) que le
valle obtenu par Bontemps et al. (2000) (entre modèle est en mesure de rendre compte de façon
7,4 % et 14,6 %), mais éloignés des valeurs esti- satisfaisante de la pente de la relation observée
mées par Postel-Vinay et Robin (2002) (compri- entre le taux de transition sans promotion et le
ses entre 64,3 et 73,7 %). niveau de salaire initial. Le modèle tend néan-
moins à surestimer la valeur des taux de transi-
Parallèlement, nos estimations des taux de tran- tion en particulier pour les ouvriers. À cet égard,
sition emploi-chômage (entre 1,1 % pour les il est important de rappeler que notre approche
cadres et 7,6 % pour les ouvriers non-qualifi és) statistique nous a permis de défi nir une borne
est liée à l’existence d’un risque de chômage inférieure des taux de mobilité observés, dans
plus important pour les individus les moins la mesure où nous avons négligé la possibilité
qualifi és. Ce même intervalle de valeurs va de pour les individus de faire l’objet de plusieurs
5,8 % à 10,4 % pour Bontemps et al. (2000), et mobilités dans une même année (n’ayant pas le
de 7,8 % à 10,2 % pour Postel-Vinay et Robin calendrier mensuel du statut socioprofession-
(2002). nel). La prise en compte de ce biais serait sans
doute de nature à favoriser une meilleure adé-
On peut confronter, pour chacune des quatre
CSP, les implications du modèle sur la dou-
10. Notre objectif n’est pas de valider le modèle. Il s’agit ici de ble dimension : dispersion des salaires et taux
proposer une première confrontation des implications du modèle
de transition (cf. graphique VI). La forme en avec les données françaises de transitions d’emploi à emploi.
Tableau 2
Valeurs estimées des 4 paramètres du modèle pour les 4 catégories socioprofessionnelles
Professions Ouvriers Ouvriers non
Cadres
intermédiaires qualifi és qualifi és
Paramètre de la fonction de répartition des 3,23 4,08 4,41 4,43
productivités (β de la loi de Pareto)
Borne inférieure de la productivité, paramètre 2,05 1,38 1,28 1,20
de la fonction de répartition des productivités
(p de la loi de Pareto)min
Taux de contact λ des offres de salaire pour un 12,6 23,0 26,0 19,71
employé (en %)
Taux δ de destruction des emplois (en %) 1,1 1,9 6,6 7,6
Source : calculs des auteurs.
12 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 412, 2008

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