Évolution de l'instabilité sur le marché du travail français au cours des trente dernières années

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En dépit de son rôle central dans l’explication des inégalités de salaires, l’instabilité de l’emploi est un thème récent dans la littérature économique française. L’exploitation de données appariées employeurs-salariés sur une période de trente ans est susceptible d’apporter de nouveaux éclairages sur deux thèmes fréquemment traités dans la littérature étrangère : l’évolution de l’instabilité et la distinction des effets individuels firmes et salariés.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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Évolution de l'instabilité
sur le marché du travail français
au cours des trente dernières années
Romain Aeberhardt et Claire Marbot*
En dépit de son rôle central dans l’explication des inégalités de salaires, l’instabilité de l’em-
ploi est un thème récent dans la littérature économique française. L’exploitation de données
appariées employeurs-salariés sur une période de trente ans est susceptible d’apporter de
nouveaux éclairages sur deux thèmes fréquemment traités dans la littérature étrangère : l’évo-
lution de l’instabilité et la distinction des effets individuels firmes et salariés.
e nombre de jours travaillés instabilité liée aux salariés et instabilité des liens entre les deux : les indivi-
dans l’année est le principal liée à la durée des emplois offerts par les dus les « moins stables » travail-Lfacteur des inégalités salariales. entreprises. Certaines entreprises lent-ils dans des entreprises qui
C’est en tout cas l’un des constats du ont-elles tendance à avoir des périodes gardent leurs salariés moins long-
e
7 rapport du Conseil de l’emploi, des d’emploi plus courtes que d’autres ? temps ? Ces questions qui avaient
revenus et de la cohésion sociale Certains individus sont-ils plus ou moins déjà été mises sur le devant de la
(2006). Malgré cela, les études trai- « stables » que d’autres ? Et qu’en est-il scène dans le cas des salaires avec
tant de l’instabilité de l’emploi sont
relativement récentes. Il faut attendre
Encadré 1 - Les données
la fin des années 1990 aux États-Unis
puis le début des années 2000 en La source statistique
France pour voir apparaître des
Les données sont issues des « déclarations annuelles de données sociales » (DADS),études sur ce thème. Suivant les
une source d’informations couplées employeurs-salariés d’origine administrativedonnées, les concepts et la méthodo-
collectées par l’Insee. L’information contenue dans cette base provient du rapportlogie retenus, les auteurs trouvent que
annuel que les employeurs doivent transmettre chaque année aux administrations
la stabilité a diminué ou non. On peut
sociales et fiscales et qui contient une liste nominative de leurs salariés et
se référer à L’Horty (2004) pour une d’informations concernant ces derniers.
synthèse des principaux articles fran- La base de données annuelle contient donc une liste de salariés indiquant
çais sur le sujet ainsi qu’une proposi- notamment pour chacun : l’employeur, le sexe, l’âge, le mois de naissance, le
montant des rémunérations perçues, le nombre de jours rémunérés, les dates detion d’explication sur leurs
début et de fin de la période d’emploi, la catégorie socioprofessionnelle et, depuisdivergences. Globalement il trouve
1994, le nombre d’heures travaillées.que l’instabilité a augmenté de 1969
À partir de ces données annuelles exhaustives sont extraites les informations
au milieu des années 1990 avant de
relatives aux salariés nés en octobre des années paires, qui permettent ainsi de
diminuer à nouveau jusqu’en 2002. suivre environ 4 % des salariés entre 1976 et 2006.
Par ailleurs elle s’est diffusée à un plus
grand nombre de catégories de Le champ : les salariés dont toute la carrière observée s’effectue dans le privé
travailleurs.
Le champ des DADS s’est, à partir des années 1980, progressivement élargi aux
entreprises publiques et aux fonctions publiques hospitalière et territoriale. De plus,Mais la tendance, ou non, à l’aug-
parallèlement à ces données, on dispose des « fichiers de paye des agents de l’État »,mentation de l’instabilité n’est pas la
qui fournissent des informations comparables sur les salariés de la fonction publiqueseule question en suspens sur ce
d’État. Pour disposer d’un champ pertinent et constant sur trente ans, ont donc été
sujet. En effet, au cours des dernières
exclus les salariés ayant réalisé tout ou partie de leur carrière dans l’une des trois
années, la disponibilité de données fonctions publiques (d’État, territoriale, hospitalière) ainsi qu’au sein de La Poste et
appariées employeurs-employés a France Télécom. Le champ de l’étude est donc constitué par les salariés ayant
fait surgir une nouvelle interrogation effectué l’intégralité de leur carrière professionnelle entre 1976 et 2006 dans le
secteur privé.quant aux liens potentiels entre
* Insee
Courrier des statistiques n° 129, juin 2010 1Évolution de l'instabilité sur le marché du travail français au cours des trente dernières années
l’article précurseur de Abowd, Graphique 1 - Taux de survie à différentes échéances
en %Kramarz & Margolis (1999) ont fait
80
récemment l’objet d’études
empiriques dans le cas des périodes 70
d’emploi 3mois60
6mois50Cette étude se donne pour objectif
d’établir un constat descriptif concer- 1an40
nant l’évolution des durées des pério-
2ans30
des d’emploi. Dans la première
partie, nous étudions l’instabilité en 20 3ans
emploi pour déterminer si elle a
10 5ans
augmenté au cours des trente derniè-
res années et, si oui, pour quelles
1977 79 81 83 85 87 89 91 93 95 97 99 01 03 05
catégories de salariés. Dans la Lecture : au moment de son embauche, un salarié embauché en 1980 avait une probabilité d’occuper le même
emploi 3 mois plus tard de 64 %.seconde partie, nous nous intéressons
Source : DADSspécifiquement aux liens entre les
effets propres aux entreprises et ceux
propres aux salariés. Les données
utilisées proviennent des déclarations
annuelles de données sociales
(DADS) (encadré 1) de 1976 à 2006.
Encadré 2 - Décrire et modéliser l’instabilité en emploi
Tous les résultats présentés ici de-
meurent à un stade exploratoire et Étudier l’instabilité de l’emploi demande de s’intéresser aux durées pendant
sont plutôt donnés à titre descriptif lesquelles les individus restent en emploi, et consiste donc concrètement à décrire et
modéliser ces durées. Les données de durées peuvent s’interpréter comme le résultatafin de stimuler la recherche tant em-
d’un processus sous-jacent qui détermine l’interruption d’une période. On donnepirique que théorique sur les ques-
souvent une place particulière à des indicateurs facilement interprétables comme le
tions de stabilité sur le marché du
taux de hasard (probabilité que l’interruption survienne à une date donnée) ou le taux
travail. de survie que cette interruption soit survenue avant une certaine
échéance).
Décrire : des taux de survieLa progression de l’instabilité
de l’emploi touche les salariés
Pour mesurer l’instabilité en emploi, l’indicateur choisi ici est le taux de survie. Il
de manière hétérogène s’agit de la probabilité, au moment de l’embauche, d’être toujours en emploi à une
certaine échéance. Par exemple, si le taux de survie à 6 mois est 60 %, cela
signifie que lorsqu’une personne est embauchée, sa probabilité d’être encore enL’évolution de l’instabilité ne suit
emploi 6 mois plus tard est de 60 %.plus seulement celle de la conjonc-
C’est l’estimateur « de Kaplan-Meier » des taux de survie qui est ici utilisé. Cet
ture depuis le début des années 1990
estimateur est une fonction de répartition empirique qui prend en compte la censure à
droite. Les données s’interrompent en effet au 31 décembre 2006, si bien que les
Pour caractériser l’évolution de l’ins- durées observées des périodes d’emploi qui s’arrêtent à cette date sont, pour la
tabilité en emploi, on calcule à diffé- plupart, inférieures aux durées effectives des périodes.
rentes échéances après l’embauche
Modéliser : le modèle de Coxla probabilité d’être toujours en
emploi dans la même entreprise. Ces
Pour modéliser l’instabilité en emploi, on exprime la probabilité d’interruption d’une
probabilités sont appelées « taux de
période d’emploi à une date donnée (le taux de hasard) en fonction de
survie » en emploi (encadré 2). caractéristiques des individus. Cela exige généralement de formuler une hypothèse
sur le hasard de base. Le hasard de base est le taux de hasard d’un individu qui
De manière générale, la stabilité possèderait les caractéristiques choisies comme référence ; le taux de hasard de
chaque individu se déduit ensuite de ce hasard de base et des coefficients estimés.mesurée par cet indicateur a décru de
Le « modèle de Cox » est un modèle à hasard proportionnel, ce qui signifie que desmanière importante sur la période
valeurs différentes des variables qui caractérisent l’individu aboutissent à des valeurs1977-2005 (graphique 1).Sil’on
du taux de hasard proportionnelles entre elles. La probabilité d’interruption d’une
compare plus précisément les différen-
période d’emploi est donc modulée en fonction des caractéristiques de l’individu. Ce
tes échéances, la baisse la plus forte sont les coefficients estimés du modèle qui donnent l’effet qu’exerce telle ou telle
est celle des taux de survie en emploi caractéristique sur le taux de hasard, soit sur l’instabilité de l’emploi.
à court terme — 3 mois, 6 mois et 1 an Le « modèle de Cox » est ici choisi parce qu’il permet d’éviter de choisir une forme
particulière pour le hasard de base. En effet, pour estimer le modèle, il est possible de— alors que les mêmes taux à 2 ans, 3
maximiser une vraisemblance partielle dont l’expression est indépendante du hasardans et surtout à 5 ans, ont connu une
de base.baisse plus modérée. C’est donc
2 Courrier des statistiques n° 129, juin 2010Romain Aeberhardt et Claire Marbot
surtout la probabilité de perdre son importante que celui des hommes. importante jusqu’au milieu des
emploi dans les premiers mois qui Alors qu’il était plus élevé au milieu années 1980, cet écart s’est forte-
s’est accrue. des années 1970, la hiérarchie s’in- ment amenuisé ensuite pour laisser
verse à la fin des années 1990. Cette place à une polarisation entre,
On note également l’existence d’un évolution est sans doute en partie due d’une part les cadres et professions
décrochage au début des années à des changements législatifs (mise en intermédiaires, d’autre part les
1990. En effet, jusqu’à cette période, place de l’allocation parentale d’édu- employés et ouvriers.
les variations de la stabilité en emploi cation), ou d’éventuelles différences
sont très corrélées avec celles du taux de sensibilité au cycle économique L’évolution de la stabilité varie égale-
de croissance du produit intérieur des emplois occupés par les hommes ment fortement en fonction de l’âge.
brut (PIB), ce qui suggère que ces et les femmes. Cela pourrait égale- La hiérarchie reste la même entre
variations sont de nature conjonctu- ment s’expliquer par un effet de 1977 et 2005 : les plus âgés possèdent
relle. En revanche, à partir de cette composition de la population des les stabilités les plus élevées quelle
période, les taux de survie en emploi femmes salariées, puisque la hausse que soit l’échéance. Pour les salariés
à une échéance inférieure à un an de l’activité féminine s’est en partie de 26 à 55 ans, les évolutions sont
sont orientés à la baisse, contraire- concentrée sur des emplois plus parallèles entre elles. En revanche, la
ment à l’évolution de la conjoncture précaires. stabilité des 16-20 ans et des
économique (graphique 2).La 21-25 ans montre un décrochage au
fréquence des interruptions d’emploi Ensuite, il existe une hiérarchie des début des années 1990 par rapport à
avant un an semble donc croître catégories socioprofessionnelles celle des autres tranches d’âge,
tendanciellement à partir du début qui ne change pas. Les cadres, et perceptible essentiellement pour les
des années 1990, probablement en dans une moindre mesure les taux de survie en emploi à 3 mois et 6
lien avec la montée de l’intérim et professions intermédiaires sont, sur mois. Si la baisse de la stabilité à
l’assouplissement, pour les entrepri- toute la période, plus stables que les moins d’un an est générale, elle est
ses, des possibilités de recours aux employés et les ouvriers. Si cet ordre donc plus marquée en début de
emplois temporaires. demeure inchangé, la tendance à la carrière, probablement parce que la
hausse de l’instabilité touche toute- hausse du recours aux contrats
fois l’ensemble des catégories temporaires concerne surtout lesUne nette hiérarchie de la stabilité en
socioprofessionnelles. En particu- jeunes salariés. De plus, la composi-emploi, inchangée depuis trente ans
lier, les cadres, dont la stabilité en tion de la tranche d’âge des 16-25 ans
emploi était à la fin des années 1970 a changé : la part des plus qualifiés y aCette tendance à la hausse de l’insta-
nettement supérieure à celle des diminué en raison de l’augmentationbilité est-elle concentrée sur certaines
autres catégories, ont vu leur stabili- de la durée des études.catégories de la population ?
té diminuer de manière au moins
aussi importante que les autres. La catégorie socioprofessionnelle etL’examen des taux bruts de survie en
L’écart entre les catégories socio- l’âge sont des déterminants essen-emploi montre qu’ils demeurent peu
professionnelles a ainsi connu une tiels de la stabilité en emploidifférenciés selon les sexes, avec un
période de resserrement. Alors queécart dans la plupart des cas inférieur
la différence entre la stabilité enà un point. Le taux de stabilité des Pour affiner cette analyse, on cherche
emploi des cadres et celle desfemmes diminue cependant tout au à isoler plus précisément les détermi-
professions intermédiaires étaitlong de la période de manière plus nants de l’instabilité et de son évolu-
tion. Pour cela, on modélise les
Graphique 2 - Évolutions comparées du taux de survie à 6 mois et du Produit Intérieur Brut durées des périodes d’emploi en
fonction de l’âge, du sexe et de laen %
65 catégorie socioprofessionnelle. Les
0 coefficients estimés de ce modèle
60 indiquent l’effet qu’exerce telle ou
–2 telle caractéristique sur la probabilité
55
d’interruption de la période d’emploi
Taux de survie–4 (encadré 2).
50 à 6 mois
(éch. de gauche)
–6 Tout d’abord, l’effet d’être une femme45
Opposé du taux est d’ampleur très faible, au regard
de croissance–8 des autres coefficients. On s’intéresse40
annuel
donc plutôt à la catégorie sociopro-(échel. de droite)
35 –10 fessionnelle et à l’âge.
79 81 83 85 87 89 91 93 95 97 99 01 03 051977
Lecture : au moment de son embauche, un salarié embauché en 1980 avait une probabilité d’occuper le même
L’effet de la catégorie socioprofes-emploi 6 mois plus tard de 49 %.
Source : DADS sionnelle a évolué de manière non
Courrier des statistiques n° 129, juin 2010 3Évolution de l'instabilité sur le marché du travail français au cours des trente dernières années
linéaire. Le rapprochement entre les marquée par une convergence des des classes d’âge comprises entre 31
catégories observé au milieu des différentes catégories socioprofes- et 55 ans n’exercent pas d’effet propre
années 1980 se matérialise par un pic sionnelles a été suivie d’une période marqué. En revanche le fait d’être âgé
du coefficient à cette date de divergence entre, d’un côté cadres de plus de 56 ans est lié à une stabilité
(graphique 3). L’effet du fait de et professions intermédiaires, de inférieure du fait des départs en
travailler comme "cadre", qui distin- l’autre employés et ouvriers. retraite ou en préretraite. Parmi les
guait nettement cette catégorie des plus jeunes, l’effet du coefficient est
autres au début de la période étudiée, Si l’âge est le deuxième paramètre qui d’autant plus important que les sala-
a fortement diminué à la fin des joue fortement sur l’instabilité, ce riés sont jeunes. De plus les coeffi-
années 1970 et au début de la sont en réalité les âges extrêmes qui cients des tranches d’âge des moins
décennie suivante. Cette période sont déterminants. Les indicatrices de 25 ans ont connu une forte hausse
sur la période (graphiques 4 et 5).
Graphique 3 - Coefficients des indicatrices de catégories socioprofessionnelles
en point Finalement, les principaux résultats
0,1
sont les suivants :
0
- la stabilité en emploi s’est,
– 0,1 depuis le début des années 1990,
décorrélée de l’évolution conjonctu-
– 0,2 relle pour suivre une tendance à la
Cadres
baisse ;
– 0,3
Professions
intermédiaires - sur la période, la probabilité d’in-
– 0,4 Employés
terruption d’une période d’emploi est
constamment plus faible parmi lesOuvriers (réf.)– 0,5
cadres et professions intermédiaires1977 7981 83 85 87 89 91 93 95 97 99 01 03 05
Lecture : en 1992, le fait de travailler comme cadre conduirait à une probabilité instantanée d’interruption de la que parmi les ouvriers et les
période d’emploi inférieure de 0,2 point par rapport aux ouvriers, à sexe et âge identiques. employés, et parmi les salariés âgés
Source : DADS
de 31 à 50 ans que parmi les salariés
Graphiques 4 et 5 - Coefficients des indicatrices de tranches d’âge des autres tranches d’âge ;
en point
0,95
- la hausse de l’instabilité se
0,85 concentre sur les moins de 25 ans ;
0,75 16-20 ans
0,65 - l’écart de stabilité entre les
21-25 ans
cadres d’une part, ouvriers et0,55
26-30 ans employés de l’autre, a diminué au0,45
milieu des années 1980 avant de s’ac-
0,35 31-35 ans
croître de manière importante.
0,25 36-40 ans (réf)
0,15
0,05
– 0,05 Des différences de stabilité
1977 79 81 83 85 87 89 91 93 95 97 99 01 03 05 marquées suivant
0,7 les caractéristiques
0,6 des salariés et des entreprises
36-40 ans (réf.)
0,5
41-45 ans
0,4 S’il semble se dégager une tendance à
46-50 ans
0,3 l’augmentation de l’instabilité au
51-55 ans cours des trente dernières années, on0,2
note cependant que tous les individus0,1 56-60 ans
ne sont pas touchés de la même
0
61-65 ans manière. La seconde partie de cette
– 0,1 étude tente justement de prendre en
– 0,2 compte plus précisément les spécifi-
1977 79 81 83 85 87 89 91 93 95 97 99 01 03 05
cités fixes dans le temps qui sont
Lecture : en 1990, être âgé de 16 à 20 ans conduirait à une probabilité instantanée d’interruption de la période
propres à chaque salarié et à chaqued’emploi de 0,6 point plus élevée que celle des personnes âgées de 36 à 40 ans, à sexe et catégorie socioprofes-
sionnelle identiques. entreprise.
Source : DADS
4 Courrier des statistiques n° 129, juin 2010Romain Aeberhardt et Claire Marbot
Les questions que l’on se pose sont les polarisé en ce sens que les individus Pour répondre à ces questions, nous
suivantes : qui ont tendance à avoir des périodes avons développé un modèle où la
d’emplois courtes sont plus souvent période d’emploi serait le produit
- certains individus sont-ils plus embauchés par des entreprises qui d’une durée de base par un facteur
stables que d’autres ? gardent leurs salariés moins long- propre à chaque individu, un facteur
temps ? à chaque entreprise et un
terme aléatoire représentant l’hétéro-- certaines entreprises gardent-
- quels sont les liens entre la généité inobservée spécifique à laelles leurs salariés plus longtemps
« stabilité » des individus ou des période d’emploi en question. Nousque d’autres ?
entreprises et leurs caractéristiques estimons alors pour chaque individu
observables ? et chaque entreprise ces facteurs- le marché du travail est-il
propres que l’on nommera « effet fixe
individu » et « effet fixe entreprise ».Tableau - Effets fixes moyens suivant la catégorie socioprofessionnelle
L’encadré 3 expose rapidement laEffet fixe Intervalle Effet fixe Intervalle
individu de confiance à 95 % entreprise de confiance à 95 % méthode utilisée pour obtenir ces
estimations. Nous étudions ensuite laCadre 0,10 [0,09 ; 0,11] 5,56 [5,56 ; 5,57]
Profession intermédiaire 0,13 [0,12 ; 0,14] 5,47 [5,46 ; 5,47] répartition de ces effets fixes individu
Employé – 0,15 [– 0,16 ; – 0,15] 5,28 [5,27 ; 5,28] et entreprise pour chaque tranche de
Ouvrier 0,04 [0,04 ; 0,04] 5,23 [5,23 ; 5,23] taille d’entreprise, secteur d’activité,
Lecture : les effets fixes sont définis à une constante additive près ; l’écart entre les effets fixes moyens des cadres et catégorie socioprofessionnelle et
des professions intermédiaires est de 0,03, ce qui correspond à des périodes d’emploi en moyenne 3 % plus lon- année de naissance.
gues pour les professions intermédiaires à entreprise fixée. L’effet fixe entreprise est en revanche plus élevé en
moyenne de 0,09 pour les cadres, ce qui correspond à des périodes d’emploi 9 % plus longues en moyenne pour
les entreprises dans lesquelles se trouvent les cadres. Les grandes entreprises ont tendance
Source : DADS au 1/25, carrières uniquement dans le secteur privé à garder leurs salariés plus longtemps
que les petites entreprises mais elles
ont également tendance à employerEncadré 3 - Effets propres aux entreprises et aux individus
des salariés plus stables que la
moyenne. Ces effets sont du mêmePour estimer des effets propres aux individus et aux entreprises, on se place dans un
cadre linéaire en s’inspirant de Abowd, Kramarz & Margolis (1999). Le modèle ordre de grandeur et l’idée que les
estimé est le suivant où i représente un individu et j une entreprise : périodes d’emploi sont plus longues
dans les grandes entreprises serait
ln(T ) =α + γ + εij i j ij donc due tout autant aux entreprises
elles-mêmes qu’aux salariés qui yCette estimation a un sens dans le cas où on possède des données complètes (i-e sans
travaillent.censures) et où le modèle est de type exponentiel, log-logistique ou log-normal, ce
qui est assez général. Afin de travailler sur des données aussi complètes que
possibles, on se limite aux périodes d’emploi ayant commencé en 2001 et avant. Les La plupart des entreprises industriel-
périodes censurées en 2006 seront tronquées mais elles ne sont finalement qu’assez les et commerciales (hors
peu nombreuses : elles ne représentent que 3 % des périodes d’emploi de commerce de détail) ont tendance à
l’échantillon. Les paramètres individus et entreprises sont identifiés à une constante
employer des individus plutôt plus
additive près. On a choisi de fixer la moyenne des effets individus à 0, de ne pas
stables que la moyenne, mais lescontraindre les effets entreprises et donc de ne pas inclure de constante dans le
effets fixes des entreprises sont dansmodèle.
la moyenne. Au contraire, certains
Comme il est expliqué par exemple dans Abowd, Creecy & Kramarz (2002), secteurs comme l’hôtellerie-restau-
l’identification d’un tel modèle ne peut se faire que sur des sous-ensembles ration, les activités récréatives et les
particuliers du marché du travail pour lesquels on peut trouver un lien entre deux activités associatives ont tendance à
salariés ou deux entreprises. Plus précisément, deux individus appartiennent au
avoir des périodes d’emploi plus
même groupe s’ils ont travaillé dans une même entreprise (pas nécessairement en
courtes tant du fait des entreprises temps), et deux entreprises appartiennent au même groupe si au moins un
que des salariés qu’elles emploient.individu a travaillé dans les deux entreprises. En pratique, dans notre échantillon, le
Les services personnels et domesti-plus grand de ces groupes représente 91 % des individus, 87 % des entreprises et
97 % des périodes d’emplois. On se limitera à l’estimation des paramètres sur ce ques ont la particularité d’avoir des
groupe uniquement. effets fixes entreprises plutôt plus
élevés que la moyenne tout en
On estime ce modèle de panel à doubles effets fixes par une méthode itérative
embauchant des individus en
(algorithme de Gauss-Seidel) qui consiste à estimer successivement les effets
moyenne moins stables. C’est sansentreprises et individus de manière répétée. On obtient ainsi 1 326 267 effets fixes
doute le signe que ces entreprisesindividus et 965 695 effets fixes entreprises à partir des 5 628 028 périodes d’emploi.
offrent des contrats plus longs à desOn peut craindre qu’individuellement chaque coefficient soit estimé de manière
assez imprécise, mais ce qui nous intéresse ici n’est pas leur valeur exacte mais la salariés qui ont globalement des
forme de leur distribution. difficultés à se stabiliser dans d’au-
tres secteurs du marché du travail.
Courrier des statistiques n° 129, juin 2010 5Évolution de l'instabilité sur le marché du travail français au cours des trente dernières années
Les services opérationnels ont quant carrière. Ceux qui sont nés en 1922 les individus nés en 1958, 1964 et
à eux tendance à avoir des effets avaient 55 ans en 1977 et leurs effets 1970 observés sur 10 ans. Cette
entreprises plutôt plus bas que la fixes individuels ont donc été calcu- baisse des effets fixes individuels
moyenne, alors que les salariés qui y lés sur la fin de la carrière unique- moyens se confirme également
travaillent sont plutôt dans la ment. Au contraire, ceux qui sont nés quand on compare les individus nés
moyenne. Il est à noter que le en 1976 avaient 25 ans en 2001 et en 1964, 1968 et 1972 observés sur 5
secteur des activités financières leurs effets fixes individuels n’ont été ans. Pour l’année de naissance 1964,
cumule des effets fixes individuels et estimés que sur leurs toutes premières les effets fixes individuels mesurés sur
entreprises en moyenne plus élevés périodes d’emploi. Cette première 5 ans sont artificiellement surestimés
que les autres secteurs. approche laisse tout de même penser par rapport à leur estimation sur plus
qu’il y a une double dimension dans longue période car ils sont calculés
Les cadres et les professions intermé- l’instabilité plus forte des plus jeunes dans une phase de baisse du cycle
diaires ont tendance à la fois à être salariés. Non seulement ils ont économique où la mobilité est en
individuellement plus stables et à tendance à rester moins longtemps général plus faible.
travailler dans des entreprises qui ont dans une entreprise quelle que soit
tendance à garder leurs salariés plus l’entreprise dans laquelle ils travail-
longtemps (tableau). Les employés, lent, mais ils ont également tendance
au contraire, travaillent dans des à travailler dans des entreprises qui
entreprises qui gardent leurs salariés proposent des contrats plus courts Bibliographie
plutôt légèrement moins que la que la moyenne.
moyenne, et sont individuellement Abowd, J., Creecy, R.et Kramarz, F. (2002),
« Computing person and firm effects using lin-beaucoup moins stables. Les Afin d’essayer de mieux tenir compte
ked longitudinal employer-employee data »,ouvriers, quant à eux, sont dans les des différences de périodes d’obser-
Cornell University Working Paper.
entreprises qui ont le moins tendance vation pour les différentes années de
Abowd, J., Kramarz, F.et Margolis, D.
à garder leurs salariés mais sont plutôt naissance, on recalcule les effets fixes (1999), « High wage workers and high wage
légèrement au-dessus de la moyenne individuels sur 5 ans entre 25 et 29 firms », Econometrica, 67(2), p. 251–333.
Conseil de l’emploi des revenus et de laen termes de stabilité individuelle. ans pour les années de naissances
cohésion Sociale (2006), « La France en tran-1964, 1968 et 1972 et sur 10 ans
sition - 1993-2005 », Rapport n° 7.
entre 21 et 30 ans pour les années deLes effets mesurés sur les années de
L’Horty, Y. (2004), « Instabilité de l’emploi:
naissance 1958, 1964 et 1970. Lesnaissance ne sont pas faciles à inter- quelles ruptures de tendance?, Communica-
effets fixes individuels ont eupréter car les individus ne sont pas tion au séminaire L’évolution de l’instabilité de
l’emploi, CERC, 6 novembre 2003.tendance à fortement diminuer entreobservés sur la même période de leur
6 Courrier des statistiques n° 129, juin 2010

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