Insertion professionnelle et autonomie résidentielle : le cas des jeunes peu diplômés

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Le départ plus tardif des jeunes du domicile parental, observé depuis une vingtaine d'années, est souvent rapproché de leurs difficultés d'insertion sur le marché du travail. Cette relation n'a cependant jamais été réellement établie. L'étude d'un échantillon de jeunes peu diplômés tente d'évaluer, par rapport à d'autres déterminants potentiels, l'impact des difficultés professionnelles des jeunes sur leur trajectoire familiale. Pour les garçons, l'accès à l'emploi est plus rapide que la décohabitation. Plus tardif, l'accès à l'emploi des filles repose fréquemment sur des mesures d'aide à l'emploi dans le secteur non marchand. Les jeunes femmes quittent le domicile parental plus tôt que les garçons. Ce n'est le cas toutefois que des filles dont la décohabitation est associée à l'établissement en couple. La vitesse d'accès au premier CDI est plus influencée par le diplôme que par le niveau de formation. En revanche, l'âge et la taille de la famille n'ont pas d'effet alors qu'ils en ont sur la décohabitation. A première vue, insertion professionnelle et départ du domicile parental semblent ainsi répondre à deux logiques différentes, économique pour la première, socio-démographique pour la seconde. Un accès difficile à un CDI nuit-il à l'acquisition de l'autonomie résidentielle ? À l'inverse, une décohabitation retardée ralentit-elle l'insertion professionnelle ? Les interactions entre les trajectoires familiales et professionnelles des jeunes existent et ne sont pas négligeables. Leur impact reste néanmoins assez limité comparé à l'influence des variables socio-économiques.
Publié le : dimanche 30 décembre 2012
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JEUNES
Insertion professionnelle
et autonomie résidentielle :
le cas des jeunes peu diplômés
Brigitte Dormont et Sandrine Dufour-Kippelen*
Le départ plus tardif des jeunes du domicile parental, observé depuis une ving-
taine d’années, est souvent rapproché de leurs difficultés d’insertion sur le mar-
ché du travail. Cette relation n’a cependant jamais été réellement établie. L’étude
d’un échantillon de jeunes peu diplômés tente d’évaluer, par rapport à d’autres
déterminants potentiels, l’impact des difficultés professionnelles des jeunes sur
leur trajectoire familiale.
Pour les garçons, l’accès à l’emploi est plus rapide que la décohabitation. Plus tar-
dif, l’accès à l’emploi des filles repose fréquemment sur des mesures d’aide à
l’emploi dans le secteur non marchand. Les jeunes femmes quittent le domicile
parental plus tôt que les garçons. Ce n’est le cas toutefois que des filles dont la
décohabitation est associée à l’établissement en couple.
La vitesse d’accès au premier CDI est plus influencée par le diplôme que par le
niveau de formation. En revanche, l’âge et la taille de la famille n’ont pas d’effet
alors qu’ils en ont sur la décohabitation. À première vue, insertion professionnel-
le et départ du domicile parental semblent ainsi répondre à deux logiques diffé-
rentes, économique pour la première, socio-démographique pour la seconde.
Un accès difficile à un CDI nuit-il à l’acquisition de l’autonomie résidentielle ?
À l’inverse, une décohabitation retardée ralentit-elle l’insertion professionnelle ?
Les interactions entre les trajectoires familiales et professionnelles des jeunes
existent et ne sont pas négligeables. Leur impact reste néanmoins assez limité
comparé à l’influence des variables socio-économiques.
* Brigitte Dormont et Sandrine Dufour-Kippelen appartiennent au THEMA, Université de Paris X-Nanterre.
Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d’article.
97ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8a jeunesse s’allonge et ses frontières devien- situation difficile sur le marché du travail, quiLnent plus floues (Baudelot,1988 ; Galland, se détériore encore à partir de la moitié des
1993 et 1997). Si l’on retient le départ du domi- années 80. Depuis 1984, entre 16 % et 25 %
cile parental et l’accès à un emploi comme des des jeunes actifs sont touchés par le chômage.
critères d’acquisition de l’indépendance rési- Ce constat pourrait être relativisé en considé-
dentielle et financière, ces étapes décisives sont rant la forte baisse du taux d’activité des jeunes
connues plus tardivement. D’un côté, les jeunes en France : de 50 % environ en 1975, leur taux
retardent leur départ du domicile parental. De d’activité passe à 30 % en 1996. De fait, durant
l’autre, leur insertion professionnelle est de plus les années 90, la proportion de jeunes français
en plus souvent un processus long et difficile, au chômage est assez proche de la proportion
ponctué de passages dans des emplois précaires. de chômeurs observée dans les autres tranches
d’âge de la population. En bref, un jeune actif
Au-delà de la concomitance de ces deux phéno- sur cinq est au chômage, mais seulement un
mènes, peut-on dire qu’il existe un impact signi- jeune sur dix. Cette relativisation a toutefois
ficatif de la trajectoire professionnelle sur la tra- ses limites : même si la baisse des taux d’activi-
jectoire familiale ? Le chômage et les situations té est due pour l’essentiel à l’allongement de la
d’emplois précaires menacent-ils l’accès à la scolarisation (Meron et Minni, 1995), ces com-
maturité que constitue l’autonomie résiden- portements ne peuvent pas être considérés
tielle ? À l’inverse, la trajectoire familiale a-t- comme totalement exogènes. Ils traduisent
elle un impact significatif sur la trajectoire pro- vraisemblablement l’adaptation des jeunes à
fessionnelle ? Un séjour prolongé au domicile leurs difficultés d’insertion.
parental améliore-t-il le processus d’insertion
professionnelle ou, au contraire, décourage-t-il Difficile, l’insertion des jeunes est aussi
l’effort de recherche d’emploi ? Cet article vise marquée par une relative fragilité, avec une
à présenter des éléments de réponse à ces ques- précarisation des emplois en constante pro-
tions. L’approche économétrique standard ne gression. Par rapport à celui de leurs aînés, le
permet pas d’étudier de façon pertinente des chômage des jeunes se caractérise par des
relations entre trajectoires interdépendantes. durées courtes, mais aussi par un taux
Une approche en termes de modèles de durée d’entrée en chômage particulièrement élevé
bivariés sera développée. Elle apporte une solu- (Bruno et Cazes, 1997). La précarisation est
tion partielle à ce problème. saisie en étudiant les emplois atypiques
(contrats à durée déterminée (CDD), travail
intérimaire, stages, contrats aidés), dont leLes trajectoires familiales
nombre a plus que triplé entre 1983 et 1998et professionnelles des jeunes
(Bloch et Estrade, 1998). En 1982, 8 % des
jeunes actifs occupés sont en emploi atypique.
ans la plupart des pays européens, aux
En 1994, cette proportion s’élève à plus deDÉtats-Unis et au Japon, le taux de chôma-
18% (Moncel et Rose, 1995). Enfin, sur la
ge des jeunes (1) est plus élevé que le taux de
période 1982-1994, la part des jeunes à temps
chômage moyen. Sur la période 1986-1997
partiel progresse plus rapidement que dans les
le pourcentage de jeunes actifs au chômage est,
autres catégories de la population (Meron et
selon les pays, 1,5 à 3 fois plus élevé que celui
Minni, 1995).
de la population active totale. Au Japon, où les
taux de chômage sont pourtant très bas, les
En France, l’insertion professionnelle des
jeunes actifs sont aussi plus touchés que leurs
jeunes est ainsi particulièrement difficile et
aînés. Au Royaume-Uni et aux États-Unis le
évolue dans le sens d’une précarisation crois-
taux de chômage des jeunes diminue à partir
sante des emplois.
de 1992-1993, mais moins que celui des autres
catégories de la population. La situation la plus
Les filles quittent le domicile parental plus
défavorable aux jeunes est observée en France
tôt que les garçons
et en Italie : sur la période 1986-1997, leur taux
de chômage y est toujours au moins deux fois
Les trajectoires de décohabitation se différen-
plus élevé que le taux de chômage moyen.
cient nettement en fonction du sexe : les filles
sont plus précoces que les garçons. Ainsi, pour
Une insertion professionnelle difficile,
les générations nées entre 1963 et 1968,
marquée par une précarisation croissante
Les jeunes français – et surtout les moins
1. On désigne ainsi les individus de moins de 25 ans.diplômés d’entre eux – sont confrontés à une
98 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8l’âge médian des filles au départ du domicile Battagliola (1995), 8 à 10 % des jeunes vivent
parental est inférieur de près de deux années à en couple chez leurs parents. Enfin, l’agrandis-
celui des garçons (20,8 contre 22,9années; sement et l’amélioration du confort des
Villeneuve-Gokalp, 1997). Galland (1997) dis- logements permet une cohabitation moins
tingue un modèle masculin de décohabitation, contraignante (Chapeaux et Mouillart, 1998).
caractérisé par la stabilisation professionnelle
avant le départ et le mariage, et un modèle Mais surtout, il est logique de mettre en
féminin, plutôt lié à la constitution d’un rapport la décohabitation retardée avec les
couple. difficultés des jeunes sur le marché du travail.
C’est l’interprétation privilégiée par de
Cette analyse des trajectoires féminines méri- nombreuses études. La dévalorisation des
te toutefois d’être nuancée. Blöss et al. (1990) diplômes conduirait à un allongement de la
dégagent deux types de trajectoires de déco- période d’insertion lié à un processus de
habitation pour les filles. Dans la première reclassement (Galland, 1997), durant lequel le
trajectoire, elles accèdent à l’autonomie rési- jeune doit réviser à la baisse ses ambitions
dentielle par la voie conjugale. Cette professionnelles. La précarisation des emplois
trajectoire, qui peut être qualifiée de tradition- et le chômage retiendraient également les
nelle, est la plus fréquente. La seconde jeunes au domicile parental. Avoir un emploi
trajectoire se rapproche davantage du modèle précaire ne suffit pas toujours pour quitter
masculin et concerne principalement les le domicile parental (Bozon et Villeneuve-
jeunes femmes issues des classes moyennes et Gokalp, 1995 ; Caussat, 1995). Pour les jeunes
supérieures: la jeune femme désire s’insérer hommes, le chômage est un frein à l’indépen-
professionnellement; son départ est alors dance résidentielle. À tous les âges, les jeunes
surtout effectué pour continuer sa formation chômeurs sont ceux qui vivent le plus avec
ou parce qu’elle a trouvé un emploi. leurs parents : 61 % des chômeurs de 24 ans
vivent chez leurs parents, contre 43% des
Une autonomie résidentielle plus tardive actifs occupés du même âge (recensement de
1990). Sur données américaines, Whittington
et Peters (1996) confirment que l’indépendanceLe trait le plus marquant en matière de com-
financière est un préalable à l’indépendanceportement de décohabitation réside dans le
résidentielle, notamment pour les garçons.fait que le départ du domicile parental est,
au fil des années, décalé dans le temps : les
jeunes gens et les jeunes filles demeurent plus Ainsi, un phénomène sociologique majeur – le
longtemps au domicile de leurs parents qu’il y décalage dans le temps du départ du domicile
a vingt ans. L’âge médian lors de la décohabi- parental – aurait une explication essentielle-
tation a reculé de 2 ans entre la génération née ment économique : la situation des jeunes sur
en 1963 (21 ans) et celle née en 1970 (23 ans) le marché du travail. Pour logique qu’elle soit,
(Galland et Meron, 1996). Les données des cette idée n’est jamais réellement testée dans
recensements de 1982 et 1990 confirment cette la littérature existante. Il n’y a pas d’évalua-
tendance. En 1982, 38 % des jeunes hommes de tion, par rapport à l’influence d’autres déter-
24 ans vivaient chez leurs parents et 19 % des minants potentiels, de l’impact des difficultés
jeunes femmes du même âge. En 1990, ils sont professionnelles des jeunes sur leur trajectoire
respectivement 47% et 28% (Desplanques, familiale. L’objet de cet article est précisément
1994). de démêler les termes de cette question.
Une explication à ce retard dans la décohabi- L’étude d’une population
tation peut être trouvée dans l’allongement de particulière : les jeunes peula durée des études (Desplanques et de
diplômésSaboulin, 1990 ; Desplanques, 1994). D’autres
facteurs d’ordre économique peuvent être
invoqués, comme le coût et l’insuffisance de es jeunes de l’échantillon du Céreq (cf.
logements appropriés à la demande des jeunes Lencadré 1) proviennent dans leur grande
(Blöss et Godard, 1988; Chapeaux et majorité du secondaire (71,1 %) ; 18,2 % sor-
Mouillart, 1998). Par ailleurs, des changements tent de l’apprentissage, le reste venant de sec-
dans l’attitude des parents à l’égard des tions d’enseignement spécialisé (SES). Ils sont
questions de morale jouent positivement en peu ou moyennement diplômés : les niveaux
faveur d’un maintien de leurs enfants chez s’échelonnent du niveau 6 (sans diplôme) au
eux (Mauger, 1995). Par exemple, d’après niveau 4 (bac technologique ou professionnel).
99ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/862,4% sont de niveau 5 (CAP ou BEP) et presque la moitié des jeunes de l’échantillon
17,5 % de niveau inférieur. Comme les jeunes (47,9 %) vivent encore chez leurs parents et
de niveau bac général ne figurent pas dans un peu plus de 35% n’ont pas accédé à un
l’échantillon, la formation de type générale y est contrat à durée indéterminée (CDI). Pour étu-
assez peu représentée (19,7 %). La spécialité de dier les trajectoires vécues par ces jeunes pen-
la formation initiale est surtout technique, avec dant les cinq années d’observation, on analyse
des choix différenciés selon le sexe: plutôt les durées associées aux événements décohabi-
industrielle pour les garçons, plutôt tertiaire tation et obtention d’un emploi (cf. encadré 1).
pour les filles. Pour chaque durée, on a tout d’abord estimé les
fonctions de répartition F(t) par la méthode de
L’échantillon utilisé concerne une population Kaplan-Meier (cf. encadré 2). En prenant
particulière : les jeunes peu diplômés. De plus, l’exemple de la décohabitation, F(t) désigne la
on n’étudie pas leur trajectoire de formation probabilité qu’un jeune ait quitté le domicile
puisqu’ils sont sortis du système scolaire parental (2) au bout d’une durée t.
au début de l’enquête. Ces restrictions sont
à prendre en compte pour l’interprétation La méthode de Kaplan-Meier relève d’une
des résultats. L’étude garde cependant tout approche non-paramétrique. Elle présente
son intérêt car cette catégorie de jeunes est l’intérêt d’estimer la distribution des durées sans
la cible privilégiée des actions publiques
d’aide à l’insertion.
2. F(t) =1 - S(t) est le complément à 1 de la fonction de survie S(t),
laquelle mesure la probabilité de n’avoir pas encore décohabité
Au bout de cinq ans, en décembre 1993, en t.
Encadré 1
LE PANEL TÉLÉPHONIQUE DU CÉREQ ET L’ÉCHANTILLON DE TRAVAIL
La population étudiée par le panel téléphonique du quels les renseignements nécessaires sur ces deux
Céreq correspond aux jeunes sortis en juin 1989 phénomènes sont disponibles. Après élimination des
de l’enseignement secondaire, ou d’un Centre de informations incomplètes ou erronées, l’échantillon final
Formation d’Apprentis, ou encore d’une Section permet de suivre mensuellement 2 423 jeunes pendant
d’Enseignement Spécialisé. L’enquête est réalisée sur plus de cinq années. Les observations couvrent ainsi
un échantillon représentatif de cette population consti- 63mois, d’octobre 1988 à décembre 1993, octobre
tué par tirage en 1989. Les jeunes sont interrogés cinq 1988 étant la date de la dernière rentrée scolaire.
fois (en décembre 1990, 1991, 1992, 1993 et en février
1995). Le taux de non réponse est d’environ 20 % Les pondérations ne sont pas utilisées dans nos travaux
à chaque interrogation. empiriques : l’attention étant portée sur les trajectoires
individuelles, il convient de conserver l’aspect individuel
Un système de pondérations, calé sur l’échantillon des effets étudiés.
de départ, est mis à jour après chaque interrogation,
permettant ainsi de conserver la représentativité La durée de cohabitation correspond au nombre de
de l’échantillon. mois jusqu’au premier départ du domicile parental.
La durée jusqu’au premier accès à un emploi (ou
Lors de chaque interrogation annuelle, le questionnaire à une mesure d’aide à l’emploi) correspond au nombre
permet une description de l’année écoulée. On peut de mois jusqu’à l’obtention du premier emploi (ou l’ac-
alors reconstituer rétrospectivement, mois par mois, cès à la première mesure d’aide à l’emploi).
l’itinéraire professionnel du jeune (chômage, emploi,
mesures d’aide à l’insertion, reprise d’études, stage de On fait l’hypothèse que le service national est une
formation, service national ou inactivité). On dispose période neutre sur le plan de l’insertion et de l’accès à
ainsi d’un calendrier rétrospectif qui retrace son itinéraire la maturité. Ainsi, si le jeune a fait tout ou partie de
mensuel sur le marché du travail depuis le début de leur son service national avant de quitter le foyer parental,
période d’insertion, octobre 1988 (date de leur dernière on utilise la durée de cohabitation corrigée de la durée
rentrée scolaire). La personne interrogée apporte éga- du service national. Pour calculer la durée jusqu’au
lement des renseignements sur sa situation de famille. premier accès corrigée du service national on retranche
En particulier, on sait si le jeune habite ou non chez le nombre de mois passés au service national avant
ses parents au moment de l’enquête et, le cas échéant, l’accès à l’emploi (ou à la mesure). Seules 6 filles font
on connaît la date de son départ du domicile parental. leur service national durant l’enquête.
L’échantillon utilisé ici est celui collecté à l’issue de la Dans les calculs commentés dans cet article, on a
quatrième vague d’interrogation, en décembre 1993. étudié principalement les durées corrigées de la durée
L’objectif étant l’étude du départ du foyer parental et de du service national. Toutefois, les cas où les résultats
l’accès à l’emploi, on a extrait du panel Céreq constitué dépendent de ce traitement dans les durées analysées
de 2 514 individus, un échantillon de jeunes pour les- sont systématiquement signalés.
100 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8hypothèse a priori concernant la spécification de Les filles plus précoces
la loi de probabilité associée. Cette estimation pour la décohabitation
tient compte des données censurées (c’est-à-dire
des individus qui n’ont pas encore connu l’évé- Les observations sur l’échantillon utilisé
nement étudié à la fin de la période d’obser- confirment la différence de comportement
vation). De ce fait, F(t) n’est jamais égale à 1. déjà soulignée par d’autres études : les filles
Cette méthode est sensible aux problèmes d’hé- partent plus tôt de chez leurs parents
térogénéité : la loi estimée est biaisée dès que la (cf. graphique I). Plus précisément, la fonction
population n’est pas homogène du point de vue de répartition associée à la décohabitation des
de la durée étudiée. femmes est toujours située au-dessus des fonc-
Encadré 2
MODÈLES DE DURÉE UNIVARIÉS : DÉFINITIONS ET LECTURE DES ESTIMATIONS
Définitions L’estimateur Kaplan-Meier de la survie s’écrit :
Le terme de durée est employé de manière générale
j d 
pour désigner le temps qui s’écoule dans un état. Cette t , tSKM()t = 1− pour t ∈]]ttj,jt,tj+j1+1]  j j1∏ njdurée s’interrompt lors de la réalisation d’un événement  j/t j<t
qui peut être interprété comme une transition d’un état
initial vers un autre état. Ainsi, la durée de cohabitation
Modèles de durée à hasards proportionnels
s’achève avec le premier départ du domicile parental et
la durée jusqu’au premier accès à un emploi s’achève
Pour évaluer l’effet des déterminants socio-écono-
à l’obtention du premier emploi.
miques sur les trajectoires familiales et professionnelles
des jeunes, on a choisi d’estimer tout d’abord, dans
La durée T est une variable aléatoire, réelle et positive,
une approche univariée, un modèle de durée semi-
+de loi continue sur R .
paramétrique à hasards proportionnels (modèle de Cox).
La fonction de survie est définie par :
L’approche retenue n’est pas une approche en risques
S(t)=1–F(t)= P(T≥t) concurrents. Le départ du domicile parental est donc
étudié toutes destinations confondues, bien que les
S(t) désigne la probabilité que T ne soit pas encore
estimations non paramétriques aient mis en évidence
+achevée après t unités de temps. S est définie sur R ,
un comportement de décohabitation différent pour les
continue, décroissante, avec
filles selon le motif de leur départ (celui-ci est plus rapide
lorsque la destination est la mise en couple). Pareille-limS(t)=1 et limS(t)=0.
t→0 t→∞ ment, lorsque l’on étudie l’accès au premier emploi de
type CDI, on assimile les sorties vers d’autres emplois
La fonction de hasard est définie par :
à des données censurées. Concernant l’accès au pre-
mier emploi non aidé, on étudie la sortie vers un CDI,P(t≤T<t+dt / T≥t)
un CDD ou une mission d’intérim, les autres possibilitésh(t)=lim
0dt→ dt étant censurées.
h(t) est la probabilité instantanée qu’une durée s’achève
De fait, ces estimations de modèles univariés sont
en t (c’est-à-dire au bout de t unités de temps), sachant
conçues comme un préalable pour améliorer l’interpré-
qu’elle n’est pas encore achevée en t.
tation des estimations des modèles bivariés. Or, dans le
cadre du présent travail, considérer des sorties à destina-
Estimateur de Kaplan-Meier
tions multiples aurait compliqué outre mesure la spécifi-
^ cation de la vraisemblance associée au modèle bivarié.
Soit un échantillon de N durées. L’estimateur S (t) deKM
la survie est calculé pour chaque durée t , j =1 à K,j Le modèle semi-paramétrique de Cox est très souple,
observée dans l’échantillon. Les durées observées sont
car il permet d’éviter de spécifier la fonction de hasard
ordonnées de façon croissante : t(1)<t(2)<...< t(K) avec
de base. Sa pertinence repose toutefois sur une hypo-
K ≤ N.
thèse relativement contraignante de fonctions de
hasard proportionnelles. Différentes investigations ont
Le nombre d’individus connaissant l’événement en tj permis de considérer que cette hypothèse est valide pour
(de durées égales à t ) est d . Le nombre d’individusj j représenter les données (Dufour-Kippelen, 2000a).
censurés entre t et t est m . La population soumisej j+1 j
au risque juste avant t est :j La fonction de hasard associée à l’individu i connais-
sant la durée t dans le modèle à hasards proportion-i
K nels de Cox s’écrit :
nj=()di+mi .(i∑ii 'βi= j ,θh(ti X ')=h0(tiγ)exp{X β}X’ ', X’i 0 ii i i
101ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8
➜Encadré 2 (suite)
affecte joue dans le sens d’une réduction de la duréeoù la fonction de hasard de base ho n’est pas spécifiée.
étudiée.La méthode d’estimation est basée sur l’écriture de la
vraisemblance partielle de Cox (Lancaster, 1990).
Dans le tableau 2 par exemple, on peut lire que, toutes
'
choses égales par ailleurs, un garçon de niveau de for-X’ iX =()x1,i xk,i xp,i i i mation 5 et diplômé de niveau 5 a une probabilité ins-
)(1, p)
tantanée de décohabiter deux fois supérieure à celle
d’un garçon de niveau 5 bis -6 (+ 104 %).
est le vecteur des observations, pour l’individu i, des p
’variables explicatives. Si X ne contient que des La significativité des contrastes entre les différentes moda-i
variables qualitatives (ce qui est le cas à l’exception de lités de chaque variable est testée par des tests de Wald.
l’âge), le hasard de base correspond au hasard de réfé-
rence pour lequel X ’ = 0. Pour assouplir encore les spécifications, chaque modèlei
est estimé séparément pour les femmes et les hommes.
Dans le cas de variables explicatives qualitatives, une Au préalable, ces modèles ont été estimés pour tout
modalité associée à un coefficient positif augmente l’échantillon en intégrant le sexe parmi les variablesk
la probabilité instantanée de connaître l’événement étu- explicatives. On retrouve alors les résultats bien
dié (le hasard). Le hasard de base est multiplié par connus : toutes choses égales par ailleurs, être une
exp( ), ou augmente de [exp( )–1)] %. Autrement dit, femme accélère le départ du domicile parental et retardekk
un coefficient positif signifie que la variable x qu’il l’accès à l’emploi non aidé.k k
tions correspondantes pour les hommes: à pas la mise en couple, il n’y a plus de différence
chaque date, le pourcentage d’hommes ayant significative selon le sexe.
décohabité est inférieur à celui des femmes.
Le service national ne suffit pas à expliquer Ce résultat est exclusivement dû au fait que
le départ plus tardif des garçons. Le retard la vitesse de décohabitation des filles dépend de
masculin à la décohabitation persiste lorsque leur destination. Les fonctions de répartition
la période de service national est éliminée du des garçons sont peu sensibles à la destination de
calcul des durées. la décohabitation (cf. graphiquesII etIII).
En revanche, les filles dont la destination n’est
L’enquête du Céreq ne permet pas de pas la vie de couple quittent leurs parents
connaître la raison du départ du domicile beaucoup moins vite que les autres filles.
parental, mais seulement la situation familiale
du jeune au mois de décembre de chaque Les garçons ont une meilleure insertion
année. Afin d’améliorer l’étude des trajec- professionnelle
toires, on a retenu l’hypothèse (discutable) (3)
qu’un jeune vivant en couple au mois de Les garçons accèdent plus rapidement à
décembre suivant sa décohabitation est parti un premier CDI, cet avantage relatif apparais-
pour vivre en couple. sant encore plus nettement lorsque l’on
élimine la durée liée au service national
Dans le graphique II, on représente, pour les (cf.graphiqueIV). Les filles bénéficient
filles et les garçons, les fonctions de répartition plus des aides à l’emploi que les garçons
relatives aux décohabitations pour mise en (cf. graphique V), mais cette différence est
couple, en censurant les durées des jeunes exclusivement attribuable aux mesures non
qui ont décohabité sans se mettre en couple (4). marchandes. En effet, l’accès des jeunes
Construit selon le même principe, le hommes aux mesures marchandes est plus
graphique III représente les fonctions de rapide. Cet avantage des garçons est plus que
répartition associées aux décohabitations non compensé par l’accès des jeunes femmes aux
suivies d’une mise en couple. Le contraste entre mesures non marchandes. In fine, celles-ci
les deux graphiques est frappant : lorsque la passent plus par des situations d’emplois aidés.
destination de la décohabitation est le couple,
les filles quittent le domicile parental plus
3. En effet, la date exacte de mise en ménage n’est pas obser-rapidement que les garçons. Les tests (log-
vée. La situation familiale d’un jeune qui a décohabité au début
Rank et Wilcoxon) permettent dans ce cas de l’année, n’est repérée que plusieurs mois plus tard : durant cet
intervalle, un couple peut s’être dissous ou constitué.de conclure à une hétérogénéité significative
4. Autrement dit, le cas des jeunes ayant décohabité sans sedes comportements des filles et des garçons.
mettre en couple est considéré comme équivalent à celui des
En revanche, lorsque la raison du départ n’est jeunes qui n’ont pas décohabité.
102 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8
L’avantage relatif dont bénéficient les femmes Pour les garçons, l’accès à l’emploi
en matière de mesures non marchandes ne fait est plus rapide que la décohabitation
que compenser partiellement une situation
plus défavorable pour l’accès aux emplois non Les graphiques VII-A et B permettent de
aidés. De fait, les garçons ont un accès privi- croiser les informations relatives aux trajec-
légié aux emplois non aidés et les filles aux toires familiales (décohabitation) et profes-
emplois aidés (cf. graphique VI). sionnelles (accès à un premier emploi CDI ou
CDD). La fonction de répartition associée à la
décohabitation, pour les hommes, est toujours
Ainsi, les aides à l’emploi sous la forme de
en deçà des fonctions correspondantes pour les
mesures non marchandes ne font qu’atténuer
CDI et les CDD : à chaque date, le pourcen-
le handicap des filles sur le marché des
tage d’hommes ayant décohabité est inférieur
emplois non aidés.
à celui des hommes ayant obtenu leur premier
CDD ou CDI (cf. graphique VII-A). Pour les
Cette notion de compensation reste cepen- filles, en revanche, les tracés des trois fonctions
dant à apprécier, compte tenu de la mise en de répartition sont presque confondus (cf. gra-
évidence, dans de nombreuses études (Bonnal, phique VII-B).
Fougère et Sérandon, 1994, 1995 ; Pénard et
Sollogoub, 1995), que les mesures non mar- En début de période d’observation, le pour-
chandes sont moins formatrices et débouchent centage de jeunes ayant accédé à un CDD est
sur des trajectoires moins favorables en plus élevé que celui des jeunes ayant accédé à
termes de probabilité d’accès à un CDI et de un CDI. Puis la tendance se renverse, au bout
perspectives de rémunération. Au total, les de deux ans (5) pour les garçons, de trois ans
hommes sont significativement avantagés par pour les filles.
rapport aux femmes pour l’accès à tous les
types d’emplois (cf. graphique VI). L’avantage Au total, les jeunes femmes quittent le domicile
relatif dont bénéficient les femmes en matière parental plus tôt que les garçons alors que leur
d’emplois aidés ne compense pas leur retard accès à l’emploi est plus tardif. Par ailleurs, elles
sur le « véritable » marché du travail, celui des ont plus fréquemment recours à des mesures
emplois non aidés. d’aide à l’emploi dans le secteur non marchand.
Graphique I 5. À compter de la sortie du système scolaire, soit ici
t = 8+27 = 35 mois. En effet, dans les données, t=8 correspondFonction de répartition des durées
à juin 1989.de décohabitation
En %
100
90 Graphique II
80 Fonctions de répartition des durées de
70 décohabitation quand la raison du départ
60 est la mise en couple
50
40 En %
60
30
20 50
Femmes10
400
0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60
Mois
30
HommesHommes, départ, SN non traité Hommes, départ, SN traité
Femmes, départ, SN traité
20
10
Lecture : on a représenté ici F(t) = 1 - S(t). SN traité : durée cor-
rigée du service national ; t = 8 : sortie du système scolaire en
0
1 7 13 19 25 31 37 43 49 55 61juin 1989. Par définition, l’estimateur non paramétrique de
MoisKaplan-Meier est défini uniquement pour les durées et les
anciennetés effectivement observées dans l’échantillon. Les
ruptures dans les courbes correspondent au cas où un individu Lecture : cf. graphique I sauf que les durées sont ici toutes cor-
de l’échantillon ne connaît pas cette durée. rigées du service national.
Au bout de 24 mois, 7 % des hommes ont quitté le domicile Au bout de 24 mois, 6 % des hommes et 17 % des femmes ont
parental si le SN n’est pas traité, 13 % si le SN est traité. quitté le domicile parental pour vivre en couple.
Source : panel téléphonique Céreq (1989-1993), calculs des Source : panel téléphonique Céreq (1989-1993), calculs des
auteurs. auteurs.
103ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8Les filles dont la destination de la décohabita- employée peuvent être trouvées dans l’enca-
tion n’est pas le couple partent plus tardive- dré 2. L’âge influence positivement la vitesse
ment, à une vitesse comparable à celle des gar- de décohabitation des garçons. Par ailleurs,
çons. Ces caractéristiques des trajectoires des l’absence de formation retarde la décohabi-
filles et des garçons sont observées de manière tation : les jeunes hommes dont le niveau de
robuste quand on considère des sous-échan- formation est le plus faible (niveau 5 bis - 6)
tillons plus homogènes en termes de formation partent de chez leurs parents moins rapide-
et d’âge (Dufour-Kippelen, 2000a). ment que les autres. Les coefficients des autres
modalités de la variable niveau de formation
ne sont pas significativement différents entreLes facteurs de la décohabitation
eux : ainsi, peu importe le niveau de formationet de l’accès à l’emploi
ou de diplôme obtenu (9), pourvu que l’on
échappe au bas de l’échelle. La classe de sortie
vant d’évaluer les interactions pouvant et la spécialité de formation n’ont pas d’impactA exister entre les trajectoires familiales et significatif sur le comportement de décohabita-
professionnelles (6) des jeunes, on examine tion, ni la CSP ou la situation professionnelle
l’impact sur leurs comportements de varia- du père. Le lieu de naissance et la taille de la
bles constantes dans le temps. Les facteurs famille n’ont pas non plus d’effet sur le départ
envisagés sont des variables à caractère socio- des garçons. Parmi les variables relatives à
économique, mais aussi démographique. Il l’origine sociale et aux parents, seule la situa-
s’agit de l’âge, de la formation initiale (carac- tion professionnelle de la mère influence la
térisée par le niveau de formation, le diplôme trajectoire des garçons : lorsque sa mère est
obtenu, la spécialité et la classe de sortie), de inactive, le jeune homme décohabite moins
la catégorie socioprofessionnelle du père (7), rapidement que si elle est en emploi.
de la situation de chacun des parents sur le
marché du travail (emploi, chômage, inactivité,
6. La formation des jeunes de l’échantillon étant achevée, les
inactivité permanente (8), retraite), de la taille trajectoires de formation ne sont pas étudiées ici et elles ne sont
pas censées interférer sur les trajectoires professionnelles etde la fratrie et du lieu de résidence, approché
familiales. Autrement dit, il n’y a pas d’arbitrage formation/par le lieu de naissance (cf. tableau 1).
recherche d’emploi dans les modèles estimés.
7. La CSP de la mère n’est jamais significative dans les estima-
tions, même lorsque l’on n’inclut pas la CSP du père. Il seraitLa décohabitation est surtout influencée
intéressant de considérer spécifiquement le cas des familles
par les facteurs socio-démographiques monoparentales, dont le chef est souvent une femme. Mais l’in-
formation disponible dans le panel Céreq ne permet pas de
repérer ce type de familles.
Les résultats des estimations figurent dans 8. L’inactivité permanente désigne les personnes qui n’ont jamais
travaillé.le tableau 2. Des indications sur la méthode
9. À l’exception du coefficient du niveau 4 sans diplôme, difficile
à interpréter, mais qui concerne des effectifs très faibles (2 %
des garçons).
Graphique III
Fonction de répartition des durées de
Graphique IVdécohabitation quand la raison du départ
Fonctions de répartition des durées d’accèsn’est pas la mise en couple
au premier CDI
En %
60 En %
80
50 70
60
40
50
Femmes
30
40
30
20
Hommes
20
10
10
0
0
1 7 13 19 25 31 37 43 49 55 61
0 6 12 18 24 30 36 42 48 54 60
Mois
Mois
Hommes, CDI, SN non traité Hommes, CDI, SN traité
Lecture : cf. graphique I sauf que les durées sont ici toutes corri- Femmes, CDI, SN traité
gées du service national.
Au bout de 24 mois, 8 % des hommes et 7 % des femmes ont Lecture : cf. graphique I. Au bout de 24 mois, 27 % des hommes
er quitté le domicile parental pour un motif autre que la mise en ont accédé au 1 CDI si le SN (service national) n’est pas traité,
couple. 43 % si le SN est traité.
Source : panel téléphonique Céreq (1989-1993), calculs des Source : panel téléphonique Céreq (1989-1993), calculs des
auteurs. auteurs.
104 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8Pour les jeunes femmes, l’effet de l’âge sur la nisation de la sphère domestique (inactivité de
vitesse de décohabitation est positif aussi, mais la mère, taille de la fratrie).
presque deux fois moins fort que pour L’influence de l’âge se comprend facilement,
les garçons. Le niveau de formation a peu d’im- car le désir d’autonomie s’accroît avec les
pact : les seuls coefficients significatifs (à moins années. Il serait intéressant de préciser ce
de 10 %) correspondent à des modalités repré- résultat en examinant s’il existe une accéléra-
sentant de faibles effectifs de l’échantillon (10). tion des décohabitations après le vingtième
Aucune variable relative aux parents n’est anniversaire, date à partir de laquelle les
significative. En revanche, le lieu de naissance jeunes n’ouvrent plus droit aux allocations
agit sur la décohabitation des jeunes femmes : familiales.
celles qui sont nées en région parisienne
partent moins rapidement que celles nées en Dans les travaux sur la décohabitation,
province. Enfin, la taille de la fratrie n’a l’influence de l’inactivité de la mère sur le
d’impact que sur le comportement féminin: départ des jeunes n’apparaît pas significative.
la jeune fille reste plus longtemps chez ses En revanche, le chômage des parents accélère
parents lorsqu’elle est fille unique. le départ (Desplanques, 1994). Les modèles
permettant de former des prédictions théo-
riques sur les comportements de décohabita-Comment interpréter ces différents résultats ?
tion sont rares. McElroy (1985) définit unTout d’abord, les variables en rapport avec
modèle de négociation parents-enfant pourla formation (et donc, on le verra plus loin,
déterminer les décisions en matière de cohabi-l’insertion professionnelle) ont une influence
très faible, voire inexistante sur les comporte-
ments de décohabitation. Les effets les plus
10. Dans le tableau 1, on constate que 1,7 % des filles sont
marqués sont observés pour des caractéris- de niveau 4 non diplômées, et 2,5 % de niveau 4 diplômées de
niveau 5.tiques démographiques (l’âge) ou liées à l’orga-
Graphique V
Fonction de répartition des durées d’accès au premier emploi aidé, à la première mesure
marchande, à la première mesure non marchande
En %
70
60
50
40
30
20
10
0
0 6 12 18 24 30 36 42 48 54 60
Mois
Femmes, emploi aidéHommes, emploi aidé
Fe, mesures marchandes, mesures marchandes
Hommes,non Femmes,non
Lecture : cf. graphique I sauf que les durées sont ici toutes corrigées du service national.
Au bout de 24 mois, 30 % des hommes et 25 % des femmes ont accédé à leur première mesure marchande.
Source : panel téléphonique Céreq (1989-1993), calculs des auteurs.
105ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8Tableau 1
Répartition des modalités des variables explicatives dans l'échantillon
En % dans l'échantillon de travail
Hommes Femmes
Effectifs 51,6 48,4
Âge en décembre 1993 (1)
21 ans 14,9 13,6
22 ans 26,0 27,3
23 ans 24,0 28,7
24 ans 21,0 20,7
25 ans ou plus 14,1 9,7
Âge moyen en décembre 1993 22 ans et 11 mois 22 ans et 10 mois
Niveau de formation et niveau de certification
Niveau 5 bis - 6 19,3 15,5
Niveau 5 sans diplôme 16,4 17,4
Niveau 5 et diplôme de niveau 5 41,3 50,0
Niveau 4 sans diplôme (2) 2,0 1,7
Niveau 4 et diplôme de niveau 5 (2) 2,8 2,5
Nivôeau 4 18,2 12,9
Spécialité de formation
Industrielle 54,4 24,6
Tertiaire 26,3 55,3
Générale 19,3 20,1
Classe de sortie
Apprentissage 19,0 17,2
Secondaire 68,9 73,4
SES 12,1 9,4
Situation professionnelle du père au début de l'observation
Chômage (part de chômage des pères dans l'échantillon) 3,8 4,3
Inactivité 4,6 5,2
Emploi 66,2 70,1
Jamais eu d'emploi 0,0 0,0
Autres situations (décédé, retraité, non renseigné) 25,4 20,2
Situation professionnelle de la mère au début de l'observation
Chômage (part de chômage des mères dans l'échantillon) 1,7 3,2
Inactivité 21,9 23,3
Emploi 38,3 39,0
Jamais eu d'emploi 25,7 29,1
Autres situations (décédée, retraitée, non renseigné) 12,4 5,4
CSP du père
Agriculteur, artisan, commerçant 12,0 13,5
Cadre ou profession intermédiaire 16,8 14,8
Employé 13,0 13,3
Ouvrier 45,2 45,4
Sans profession 7,8 6,6
Non renseigné 5,2 6,4
Taille de la fratrie
Enfant unique 5,9 5,0
Au moins un frère ou une sœur 84,7 84,2
Non renseigné 9,4 10,8
Lieu de naissance
Région parisienne 7,4 6,3
Province 79,7 78,8
Autre (Dom-Tom, étranger) 3,4 3,7
Non renseigné 9,5 11,2
1. L'âge est une variable quantitative dans les estimations.
2. Ces modalités ont des effectifs faibles mais elles sont significatives séparément, notamment pour l'accès au CDI.
Source : panel téléphonique Céreq (1989-1993).
106 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N° 337-338, 2000 - 7/8

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