Université Paris 1 – Panthéon Sorbonne
Année Scolaire 2014-2015
Mémoire d’Economie du Travail
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Bibliographie
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Annexes
Fig. 1 : CLASSIFICATION ASCENDANTE HIERARCHIQUE SUR L’ANCIENNETE EN EMPLOI
Fig. 2 : CERCLE DE CORREL...
 
	
  
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TABLEAUX DE TRIS CROISES (FREQUENCE MARGINALE COLONNE)
SEXE CONTRA2
ANCENTRQ F H CDI Tit. APU Tempo Total
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Projet Economie du Travail_2015

  1. 1. Université Paris 1 – Panthéon Sorbonne Année Scolaire 2014-2015 Mémoire d’Economie du Travail « Les déterminants de l’ancienneté en emploi » Sous la direction de : Mme Corinne PERRAUDIN Par : Nicolas CASTEX Ambroise ROBICHON Pierre-Vincent SIMMLER-MICHEL
  2. 2.     0   Sommaire : Introduction…………………………………………………………………………………p.1 I. Accès à l’ancienneté selon les caractéristiques des individus et du poste occupé………..p.2 A. Présentation des variables………………………………………………………..p.2 1. Variable d’intérêt « ANCENTR » et différents codages 2. Variables explicatives B. Tris croisés et CAH sur ancienneté………………………………………………p.4 1. Tris croisés 2. CAH sur ancienneté II. Analyse sectorielle des déterminants de l’ancienneté……………………………………p.8 A. Le modèle initial avec secteurs et ACP sectorielle………………………………p.8 1. Le modèle initiale avec secteurs 2. ACP sectorielle B. Modèles différenciés selon les secteurs d’activité regroupés……………………p.10 1. Administration Publique 2. Industrie 3. Commerce 4. Activités techniques de services Conclusions…………………………………………………………………………………p.15 Bibliographie………………………………………………………………………………..p.16 Annexes……………………………………………………………………………………..p.17
  3. 3.     1   Introduction En France, et ce depuis le milieu des années 1980 jusqu’au début des années 2000, le taux de transition annuel de l’emploi vers le non emploi de l’ensemble des hommes de 30 à 49 ans était systématiquement inférieur à 2% pour les employés avec plus de 10 ans d’ancienneté contre 8 à 15% pour les employés dotés de moins de deux années d’ancienneté1 . Outre la structure des contrats – les employés détenteurs d’un CDD à passer plus souvent par une période de chômage frictionnel – ces chiffres mettent en exergue une certaine protection de l’emploi en France2 à mesure que le salarié poursuit son parcours professionnel dans l’entreprise, entre autre due à l’action syndicale et un cadre législatif fort3 . L’ancienneté en emploi confère aussi des aménités directes et indirectes. Les aménités directes tiennent, par exemple, à une expertise accrue quant aux exigences pratiques du poste – conférant éventuellement meilleure productivité voire meilleur salaire récompensant tant cette dernière que la fidélité –, à une connaissance du fonctionnement interne de l’entreprise ainsi que des collègues. Les aménités externes tiennent à l’ensemble des possibilités d’investissement personnel rendues possibles par la détention d’un emploi stable : accès au crédit facilité, à la propriété immobilière, possibilité de fonder une famille, etc. Il n’est dès lors guère surprenant de voir l’ancienneté en emploi entrer dans les critères d’évaluation de la qualité de l’emploi4 . Il convient néanmoins de nuancer ce propos. On peut ainsi questionner les effets bénéfiques d’une ancienneté en emploi importante en début de carrière, l’absence de mobilité initiale pouvant priver d’une diversification des expériences et compétences du travailleur. Par ailleurs, l’ancienneté peut en certaines occasions traduire plus une rigidité dans l’emploi qu’une véritable externalité positive à la fois pour l’employeur et l’employé. Toutefois nous ne pourrons pas questionner la pertinence du lien entre ancienneté et qualité de l’emploi. Nous nous focaliserons plutôt sur les déterminants de l’ancienneté en emploi. Nous nous devrons d’étudier la notion d’ancienneté suffisante (à une qualité d’emploi supérieure), qui ne pourra être prise comme un donné. En outre, nous imaginons que les effets desdits déterminants ne sont pas indépendants du secteur d’emploi. Aussi, nous nous baserons sur une analyse empirique des données de l’Enquête Emploi 2012 de l’INSEE restreinte au champ des actifs occupés à l’exclusion des intérimaires5 .                                                                                                                 1 Behaghel (2003), p.5 : ancienneté au sein de l’entreprise, non sur le marché du travail. 2 Ibid. le rôle protecteur de l’ancienneté aux Etats-Unis a baissé sur la même période. 3 L’article L1234-9 du Code du Travail modifié par la loi n°2008-596 art.4 stipule qu’au delà de la 10e année s’ajoutent 2/15 de mois par année aux indemnités de licenciements. 4 Bourguignon R. & Garaudel P. (2012), p. 91-114. 5 La question précise du champ d’étude retenu est détaillée en première partie.
  4. 4.     2   Quel est donc l’effet du secteur sur les caractéristiques individuelles permettant l’accès à une ancienneté suffisante ? Si l’on peut dégager de grandes tendances dans les caractéristiques socioéconomiques des agents restant longtemps dans une même entreprise (I), une analyse sectorielle met néanmoins en exergue des différences robustes selon les branches considérées (II). I. Accès à l’ancienneté selon les caractéristiques des individus et du poste occupé Afin de comprendre ces effets il convient de présenter les variables mobilisées avant d’effectuer les tris croisés et premiers modèles autour de notre variable endogène. Dans toute cette première partie les variables sont pondérées dans la base EXTRI13 de l’INSEE. A. Présentation des variables 1. Variable d’intérêt « ANCENTR » et différents codages a. Initialement Issue de l’Enquête Emploi 2012, la variable ANCENTR mesure en mois l’ancienneté dans l’entreprise actuelle du sondé. Il convient de remarquer qu’à partir de la cinquième année les mois ne sont plus comptabilisés (pour des durées effectives de 5 ans et 3 mois ou 5 ans et 4 mois la durée d’ANCENTR sera la même). L’analyse UNIVARIATE donne une moyenne de 152 mois soit 12 ans et 8 mois, avec un écart-type de 130 mois. La médiane se situe à 10 ans soit 120 mois. Seuls 17,5% des salariés sont employés à l’heure de l’enquête depuis moins de 2 ans et un peu plus de 5% d’entre eux ont passé assez de temps dans la même entreprise pour avoir cotisé 40 années durant. b. Modifications Afin de pouvoir mettre en évidence un effet de seuil sur la variable ANCENTR au- delà duquel la composition socioéconomique des agents puisse changer il semblait nécessaire
  5. 5.     3   de transformer la variable d’intérêt en variable qualitative. Le seuil de 2 ans correspond à la durée maximale d’un CDD. Celui de 5 ans est retenu pour commencer l’étude de la stabilité de l’emploi6 . Enfin, le seuil de 10 ans est celui de la médiane. A titre de comparaison la durée moyenne réelle d’un prêt immobilier se situe entre 7 et 9 ans7 . Ce seuil ménage donc la possibilité d’occurrence des aménités indirectes mentionnées en introduction. ANCENTRQ Fréquence Pourcentage Freq. cumulée % cumulé < 2 ans 3.321.592 17,65% 3.321.592 17,65% Entre 2 et 5 ans 3.072.948 16,33% 6.394.540 33,97% Entre 5 et 10 ans 3.303.971 17,55% 9.698.511 51,53% ≥ 10 ans 9.122.904 48,47% 18.821.415 100,00% 2. Variables explicatives Trois logiques sont à l’œuvre pour comprendre l’ancienneté en emploi8 : tout d’abord les caractéristiques socioéconomiques propres à l’individu quelle que soit l’entreprise où il travaille (âge, genre, diplôme) ; puis les caractéristiques propres au poste qu’il occupe (mode d’entrée dans l’entreprise, type de contrat, qualification, fonction) ; enfin les caractéristiques de l’entreprise complètent ce jeu de variables explicatives (nombre d’employés, secteur). a. Caractéristiques individuelles Nous retenons trois caractéristiques individuelles : âge, genre et diplôme. Bien évidemment l’âge est fortement corrélé avec l’ancienneté en emploi en ce qu’il est une condition nécessaire de celle-ci. Cette condition n’est toutefois pas suffisante et c’est en cela que la variable âge a retenu notre attention. Par ailleurs, plutôt que de l’analyser en quantitatif, nous avons choisi de l’étudier de façon qualitative selon les logiques spécifiques à l’emploi français : de 15 à 29 ans une première période est celle des premiers emploi – on y attend de la mobilité – ; de 30 à 44 ans git le cœur de la force de travail : en pleine possession de ses moyens, la stabilité en emploi commence a s’installer ; de 45 à 54 ans puis au-delà on s’attend à ce que les anciennetés soient les plus longues, toutefois l’occurrence de celles-ci révèle ou non une certaine protection voire, en négatif, une certaine rigidité9 de l’emploi. Le genre est ici traité comme variable de contrôle d’éventuelles discriminations ou ségrégations quant à l’accès à l’ancienneté. Nous espérons trouver un effet minimal.                                                                                                                 6 Amossé T. et Ben Alima M. (2010), p. 3 7 On entend par durée réelle du prêt la durée avant que le prêt ne soit soldé. 8  Aeberhardt R. et Marbot C. (2010)   9 Nous appelons « rigidité de l’emploi » une ancienneté subie quand « protection » mesure plus une ancienneté choisie et rendue possible par le cadre économique et institutionnel.
  6. 6.     4   Le diplôme, enfin, apparaît comme étant le bagage initial de chaque individu. Notre variable est recodée à partir de la variable DDIP11 pour couvrir 5 postes allant des études longues à une qualification inférieure au Brevet des Collèges (voir Code en Annexe). Cependant, si l’on peut espérer voir l’investissement en formation initiale être récompensé par une protection face au chômage de long terme, l’effet sur l’ancienneté en emploi attendu est moins évident et dépend certainement de facteurs liés au poste occupé. b. Caractéristiques de l’emploi : poste et entreprise (hors secteurs) Nous nous intéressons donc logiquement au poste occupé par l’individu. Tout d’abord nous caractériserons le mode de recrutement de l’employé : la variable COMSAL recodée en binaire (entrée formelle ou par relations) permet de voir si l’arrivée d’un individu dans une entreprise induit une forme de dépendance au chemin dans la suite de sa carrière et révèle des différences dans les motivations et attentes assignées à l’emploi. Elle est un lien entre les caractéristiques de l’emploi et celles de l’individu. Le type de contrat est utilisé pour vérifier d’une part si des durées aberrantes peuvent être constatées quant à l’emploi supposé temporaire et dans quelle mesure les titulaires de la fonction publique drainent vers le haut la part des salariés employés depuis plus de 10 ans. La qualification du poste (QPRC) permet de caractériser en 5 catégories la position de l’individu dans l’échelle organisationnelle de l’entreprise10 , de l’ouvrier non qualifié au cadre supérieur. Elle met en évidence différents types de mobilité et différentes causes de l’ancienneté, et permet de tenter de différencier rigidité et protection de l’emploi. La fonction occupée dans l’entreprise (FONCTC) capture le type de tâches assignées au salarié. Si, a priori, plus l’entreprise est de grande taille, plus le panel des métiers en son sein est vaste conférant à chacun une portée propre, l’identité des individus effectuant les différentes tâches n’est pas a priori aussi importante en fonction des missions premières de l’entreprise. Il convient donc d’étudier la « remplaçabilité » du salarié selon sa fonction. Enfin, l’entreprise est caractérisée par sa taille et son secteur d’activité11 , définissant ses besoins en main d’œuvre plus ou moins spécialisée, aux identités plus ou moins pérennes. Les variables présentées, il est désormais possible d’étudier leurs interactions. B. Tris croisés et CAH sur ancienneté 1. Tris croisés a. Avec les caractéristiques individuelles                                                                                                                 10  Aeberhardt R. et Marbot C. (2010), p.5   11  Ibid.,  p.5-­‐6  
  7. 7.     5   Tout d’abord, quel que soit le seuil considéré, l’écart entre hommes et femmes est systématiquement inférieur à un point. Il n’y a donc pas de ségrégation quant à l’ancienneté12 . L’effet quant à l’âge est bien celui attendu pour chaque classe. Notons que les jeunes représentent à eux seuls près d’un employé de moins de deux ans sur deux (contre 17% de la population totale). On remarque que seuls 5% des personnes âgées de plus de 55 ans en font partie. Deux effets se rencontrent : d’une part celles-ci ont trouvé un emploi stable (77,7% d’entre elles sont dans la même entreprise depuis plus de 10 ans) ; d’autre part la difficulté de retrouver un emploi pour les personnes proches de l’âge de la retraite peut créer un effet désincitatif tout en étant en causalité en soi du faible nombre d’emplois récents. Il est ici impossible de faire la part entre stabilité choisie et subie. Néanmoins, on constate que dès 45 ans, la part des employés depuis plus de 10 ans représente près de 70% de la classe d’âge, favorisant légèrement la première interprétation des deux. Quant au seuil intermédiaire (de part et d’autre des 5 ans) les effets sont amenuisés. Des trois caractéristiques individuelles retenues, les effets du diplôme sont sans doute les plus complexes. On n’observe pas de relation linéaire, ni dans un sens ni dans l’autre. Si l’on peut imaginer que la propension plus forte des détenteurs de BEP/CAP à rester plus de 10 ans en emploi est liée à la spécialisation et à la professionnalisation inhérentes à ce type de diplômes, il est surprenant de voir une même tendance chez les moins diplômés. En contrôlant de l’âge, on met néanmoins à jour un effet générationnel. En effet, parmi les personnes ayant plus de dix ans d’ancienneté et ayant un diplôme inférieur au Brevet des Collèges, 80% ont au moins 45 ans (36% ont plus de 55 contre 24,5% tout diplôme confondu). On remarque que la détention d’un seul BAC offre une probabilité plus grande de ne pas dépasser les deux ans d’ancienneté et s’accompagne d’une probabilité plus faible de trouver un emploi très stable ; si le constat est identique voire renforcé pour les plus diplômés quant à ce dernier point, on n’assiste pas au même phénomène pour les contrats courts. Ainsi, les plus diplômés se répartissent autour de durées moyennes suggérant une flexibilité supérieure dans l’emploi qu’il conviendra de contrôler des postes occupés. Classe diplôme ANCENTRQ Et. Lg Bac+2 BAC BEP/CAP <BDC Total < 2 ans 18,11% 17,19% 20,45% 15,30% 17,67% 17,65% 2 < x < 5 19,36% 16,77% 17,26% 14,05% 14,69% 16,33% 5 < x < 10 19,51% 18,50% 17,47% 16,05% 16,67% 17,55% > 10 ans 43,01% 47,53% 44,82% 54,60% 50,98% 48,47% Total 3858408 3039460 3649119 4555834 3718594 18821415                                                                                                                 12  Couppié  T.,  Dupray  A.  &  Moullet  S.  (2012), pp.37-39  
  8. 8.     6   b. Avec les caractéristiques de l’emploi (hors secteurs) On observant le mode d’entrée dans l’entreprise, on se rend compte que les personnes entrant de façon formelle (réponse à une annonce, Pole Emploi, concours, etc.) ont une probabilité plus élevée d’accéder à des postes qu’ils garderont plus longtemps. En effet 51,5% d’entre eux atteindront 10 années d’ancienneté contre 48,5% en moyenne. Si la plupart des personnes entrent par relationnel (deux tiers des sondés), l’effet de cette entrée est relativement neutre quoiqu’il diminue les probabilités de passer deux ans (18,7% ne le feront pas contre 17,7 en moyenne). Les différences sont toutefois minimes en ce que ce mode d’entrée constitue la « norme » de facto de la rencontre avec l’employeur. Le croisement avec la variable QPRC donne des résultats assez linéaires : plus une personne est placée haut dans la hiérarchie sociale de l’entreprise, plus elle a de chance de rester longtemps ; inversement on constate que les employés au statut le plus précaire sont les ouvriers non qualifiés, main d’œuvre facilement substituable où l’identité des travailleurs compte peu. Ces logiques se retrouvent jusqu’à 5 années d’ancienneté, venant justifier le seuil mis en avant par Amossé et Ben Halima. On notera, en outre, que les employés des Catégories C et D, équivalents dans le domaine des services des ouvriers peu qualifiés, suivent des logiques de durée d’emploi analogues à ces derniers. En catégorie B et équivalents ainsi que pour les cadres supérieurs la protection est, sans surprise, la plus forte13 . QPRC ANCENTRQ Ouv. NQ Ouv. Q Cat. C+D Cat. B Cat. A et + Total < 2 ans 28,81% 17,09% 21,14% 13,83% 11,74% 17,65% 2 < x < 5 19,47% 16,36% 17,43% 14,33% 15,39% 16,33% 5 < x < 10 16,86% 19,32% 17,77% 16,74% 16,61% 17,55% > 10 ans 34,87% 47,23% 43,65% 55,09% 56,26% 48,47% Total 1786685 3837725 5454652 4243528 3498825 18821415 Quant à la fonction occupée, il est intéressant de constater que les différences sont bien plus faibles, et ce quelle que soit la durée en emploi. Que ce soit des fonctions d’exécution techniques (chantiers, exploitation, production), de maintenance, de gestion, ou autres, toutes confèrent des probabilités d’atteindre le seuil la médiane inférieures de 2 points au maximum. (46,6 pour la gestion). Les métiers de secrétariat et de production des savoirs (recherche et développement, enseignement, etc.) sont les plus protégées (respectivement 51,8 et 50,1% de chances de dépasser la médiane de durée d’emploi). Si les salariés se voyant attribuées des taches d’exécution ont les postes les moins durables (19% employés depuis moins de 2 ans), le lien avec la variable QPRC en explique une grande partie.                                                                                                                 13  Behagel  L.  (2003),  pp.10-­‐11.  
  9. 9.     7   En fait, les différences les plus importantes sont à observer dans la nature de la firme elle-même, la taille, notamment, jouant un rôle prépondérant et parfaitement linéaire : plus une firme est de taille importante, plus elle emploiera ses salariés longtemps. Réciproquement plus l’entreprise est petite moins les chances d’avoir un contrat supérieur à deux ans sont élevées. Notons que, là encore, les effets sont similaires en-deçà de 5 ans d’ancienneté14 . NBSALA2 ANCENTRQ <10 10 à 19 20 à 49 49 à 199 199 à 499 ≥ 500 Total < 2 ans 28,40% 21,34% 18,32% 13,96% 10,60% 9,99% 17,66% 2 < x < 5 20,91% 18,39% 17,91% 14,68% 13,32% 11,50% 16,33% 5 < x < 10 17,57% 18,13% 18,68% 17,64% 15,69% 16,94% 17,51% > 10 ans 33,11% 42,15% 45,09% 53,72% 60,38% 61,58% 48,49% Total 4056931 2279518 3140731 4066638 2178239 3090356 1881241 freq margi 21,57% 12,12% 16,69% 21,62% 11,58% 0,164272175 100,00% Forts des différents croisements entre les variables retenues, à l’exception du secteur, mettant en exergue un rôle particulièrement important du diplôme, de la qualification du poste et de la taille de l’entreprise, il est désormais possible d’écrire un premier modèle. 2. CAH sur Ancienneté Après avoir étudié des effets généraux sans contrôle du secteur des caractéristiques des individus, des postes occupés et des entreprises sur l’ancienneté en emploi, il convient de synthétiser ces informations dans la définition d’un seuil pertinent pour mener des analyses comparatives de modèles de régression logistique (ou Logit) ayant l’avantage d’établir des rapports de chance relatives permettant la comparaison de variables qualitatives. Il ne s’agit pas de prendre un tel seuil comme donné mais de le retrouver grâce à une confrontation statistique aux variables sélectionnées. Nous effectuons donc une Analyse en Composantes Principales (ACP) puis une Classification Ascendante Hiérarchique (CAH) afin d’observer les regroupements des classes d’âge entre elles, fonction des caractéristiques étudiées naguère. L’enjeu se situe surtout autour du seuil de 5 ans : est-il plus proche du seuil défini par la médiane ou de celui la durée maximale du CDD ? Auquel cas nous pourrons ne retenir que le seuil de la décennie dans les modèles Logit à suivre. Les résultats15 mettent en avant une forte proximité entre les classes d’ancienneté autour de 5 ans (2<x<5 et 5<x<10). Ce premier cluster forme ensuite un second regroupement avec les courtes durées d’emploi (<2 ans). Le seuil de 10 ans est donc solide. Il sera celui retenu pour analyser les déterminants de l’ancienneté en fonction des secteurs.                                                                                                                 14  Ibid.,  p.12   15 Voir Annexes
  10. 10.     8   II. Analyse sectorielle des déterminants de l’ancienneté Nous nous intéressons dans toute cette partie à l’effet que peut avoir le secteur sur l’ancienneté en analysant les caractéristiques qui conduisent un individu à garder un emploi plus longtemps que la moitié des personnes de notre champ. Un premier modèle aboutira à un regroupement sectoriel construit à l’aide d’une seconde ACP que nous détaillerons. Puis nous étudierons les déterminants présentés en ci-dessus à l’intérieur des secteurs ainsi regroupés. A. Le modèle initial avec secteur et ACP sectorielle 1. Le modèle initial avec secteur Nous construisons en premier lieu un modèle logistique évaluant la probabilité d’être en emploi depuis plus de dix ans dans une même entreprise. Les résultats obtenus sont donc sans pondération (voir tableau en [II. B], p.14). Cette différence avec la première partie est l’occasion de tester la robustesse des résultats mis en exergue dans les tris croisés. En paramètres de référence, nous avons choisi d’étudier le cas d’un homme n’ayant pas obtenu son Brevet des Collèges, travaillant comme ouvrier qualifié à un poste d’exécution dans une entreprise de moins de 200 salariés (et plus de 50) du secteur industriel, ayant obtenu un CDI après être entré par relation dans l’entreprise en question. Il nous semblait intéressant de prendre comme référence le cas d’une personne exposée à une forte « remplaçabilité » a priori afin d’isoler indirectement des logiques relevant de la protection de l’emploi de celles de la rigidité du marché du travail16 . On remarque dans un premier temps que tous les coefficients sont significativement différents de zéro au seuil de 1% (à l’exception des BEP/CAP qui le sont au seuil de 5% et des employés à des taches de gestion qui le sont au seuil de 10%). Les observations du tri croisé sur la fonction dans l’entreprise sont partiellement remises en question de par l’absence de pondération : les tâches productives sont, avec celles de secrétariat, celles qui offrent le plus de chance d’obtenir un emploi supérieur à 10 ans. Les résultats quand au diplôme sont robustes à l’absence de pondération. Il en va de même pour le contrat, la qualification du poste et la taille de l’entreprise. En revanche le rapport est inversé pour le mode d’entrée dans l’entreprise et le genre, preuve de la faiblesse des différences constatées. Surtout, on remarque des résultats assez nettement différenciés en fonction des secteurs qui sont la deuxième variable apportant le plus de pourcentage concordant. Dans l’ensemble, les variables retenues expliquent assez bien la variance observée sur l’ancienneté avec 75,9% de variance concordante.                                                                                                                 16  Auer P. et Cazes S. (2002), p. 153.  
  11. 11.     9   2. ACP sectorielle La faible robustesse de la variable FONCTC qualifiant la tâche assignée à l’employé dans l’entreprise face au changement de pondération invite d’autant plus à vouloir isoler un effet sectoriel. Cependant, une telle opération nécessite en amont un regroupement qui ne soit pas arbitraire. Aussi nous poursuivons notre analyse par une ACP portant sur les secteurs suivi d’un CAH afin de retenir un nombre plus restreint de secteur abritant des pourcentages significatifs des actifs hors intérimaires interrogés. Nous calculons dans un premier temps des moyennes sectorielles sur chaque modalité des variables afin de les rendre analysables. Ainsi nous créons une base de donnée où les secteurs sont autant d’observations caractérisés par la part moyenne de chaque caractéristique. Sur 24 valeurs propres nous retenons deux axes factoriels principaux. En effet, les deux premières valeurs propres sont de 10,8 et 6,3, toutes deux supérieures à un ; la suivante vaut 2,7 soit un coude de 3,6 points ; enfin l’inertie cumulée par les deux axes s’élève à 71%. Le premier axe s’oriente autour de l’opposition entre mode d’entrée dans l’entreprise : formel (à droite) et relationnel (à gauche) ; le second s’articule autour de l’opposition entre homme (en haut) et femme (en bas). Les cercles de corrélation nous confirme dans cette intuition : les ouvriers qualifiés sont bien projetés en haut sur l’axe 2 de même que les employées de catégorie C et D en bas ; les cadres, quoique moins bien projetés le sont légèrement du côté masculin respectant l’idée d’une plus grande parité en voie de développement. De même il est cohérent que les petites entreprises recrutent plus par relation que les grandes quand l’effet est indécis pour les moyennes, et que les postes de cadres soient pourvus à la suite de concours (donc formellement), par exemple17 . Nous opérons ensuite un regroupement des secteurs au moyen d’une CAH. Les Administrations Publiques (APU) se détachent très clairement, tout comme l’industrie. Un groupe composé de l’agriculture et de la construction se greffe ensuite mais ne compte que 7% de la population étudiée. De même le groupe « Autre » n’occupe que 5% des actifs. Nous retenons encore deux groupes : l’un joint les non renseignés au commerce de façon assez solide ; l’autre additionne le secteur de l’information et communication, celui des activités immobilières, des activités financières et les autres services techniques. Nous baptisons ce groupe plus hétérogène « Activités techniques de service ». Afin de garder des résultats significatifs sur l’ensemble des caractéristiques étudiés, nous excluons donc les deux groupes réunissant moins de 10% des effectifs totaux pour procéder à l’analyse sectorielle.                                                                                                                 17  Voir  cercle  de  corrélation  en  Annexe.  
  12. 12.     10   B. Modèles différenciés selon les secteurs d’activité regroupés 1. Administrations Publiques Les APU emploient près d’un tiers des sondés. Pour rappel, des secteurs restant, les APU présentent les taux d’ancienneté supérieure à dix ans les plus proches de ceux de l’industrie, au second rang des secteurs gardant le plus longtemps leurs salariés. En leur sein les fonctions de maintenance, de savoir (recherche, enseignement) et diverses ne sont pas significativement différentes des fonctions de production. De même les instances de plus de 500 salariés ne le sont pas de celles employant entre 50 et 199 salariés. On remarque que les activités de gestion offrent une stabilité de l’emploi nettement plus importante, si bien qu’elles deviennent les secondes pourvoyeuses d’ancienneté derrière les activités de secrétariat. Par ailleurs, le système méritocratique que l’on retrouve dans la logique des concours de recrutement des cadres de la fonction publique a pour effet d’augmenter la longévité de l’emploi des cadres, qui ont 0,41 points d’Odd Ratio (OR) en plus de dépasser la médiane d’ancienneté (OR de 2,88 contre 2,47 tous secteurs confondus) ; de la même façon, les plus diplômés restent comparativement plus longtemps puisqu’ils gagnent 9 points de probabilité supplémentaire d’être employés plus de dix ans par rapport aux moins diplômés (passant de 74,7% de chances en moins à 65,6%). Sachant que les APU sont des lieux où l’emploi des salariés est très protégé18 , cet écart des chances relatives suggère que le déficit d’ancienneté des plus diplômés par rapport aux moins qualifiés relève d’un choix de mobilité de la part des ceux ayant effectué des études longues ou d’une plus grande difficulté                                                                                                                 18  Auer P. et Cazes S. (2002), p. 160.  
  13. 13.     11   à changer d’emploi de la part des individus peu voire pas diplômés – éventuellement d’une absence de volonté de le faire. On vérifie cette logique méritocratique par le fait qu’au sein des APU le recrutement par des processus formels prend le pas sur le relationnel quant à l’accès à l’ancienneté. Sans doute interroge-t-on ici les motivations de l’individu à prendre un emploi : une personne prenant la peine de passer un concours vise un poste spécifique quand une autre sollicitant un ami cherche plus un travail en tant que tel plutôt qu’un poste défini. Aussi, on remarque que les APU sont plus protectrice envers les ouvriers les plus qualifiés puisque ceux-ci gagnent 4,2% de chance en plus d’atteindre dix ans d’ancienneté par rapport aux ouvriers qualifiés. Enfin, les femmes sont celles qui perdent le plus à l’emploi public puisque leurs chances d’atteindre un emploi aussi stable diminuent pour passer en-deçà de celles de leurs collègues masculins. 2. Industrie L’industrie emploie 16,3% de la population étudiée. Elle est le premier secteur en terme de chances d’accès à une ancienneté supérieure à la médiane. En son sein seuls les fonctions de maintenances et les fonctions diverses ne diffèrent pas significativement de leur modalité de référence. Toutes les autres sont significatives à des seuils d’au moins 5%. Au niveau du poste occupé, l’industrie se caractérise par l’augmentation significative de la durée de l’emploi salarié en recherche, développement et enseignement19 . En effet, il devient le deuxième pourvoyeur d’ancienneté et dépasse les fonctions de production. Cet effet est sans doute du à la plus grande malléabilité de la main d’œuvre d’exécution quand les chercheurs pour le compte de l’industrie développent des projets sur moyen voire long terme, nécessitant une plus grande stabilité de l’emploi. Un effet particulièrement marquant est celui observé sur le diplôme. En effet, toutes les classes voient leurs chances relatives d’accès à l’ancienneté diminuer face aux moins diplômés. Cette constatation vient confirmer notre hypothèse que l’ancienneté plus grande des employés ne détenant même pas un Brevet des Collèges traduit une plus grande difficulté pour eux de trouver un meilleur emploi ailleurs, conjointement à l’effet générationnel mentionné en première partie. En effet, l’industrie étant un secteur en déclin par rapport à la tertiarisation de l’économie et à la montée en puissance de services en tous genres, l’attractivité de ses entreprises dépend de la possibilité de passer sa carrière au sein de l’entreprise en connaissant des dynamiques de promotion interne. C’est ce                                                                                                                 19  Ibid., p. 233.    
  14. 14.     12   que l’on constate en observant l’effet relatif de la taille des entreprises du secteur industriel : plus elle sont grandes, et donc plus elles offrent de possibilités de mobilité interne et plus les salariés ont tendance à rester. En revanche, les entreprises de petite taille, offrant moins de possibilités au long de la carrière, souffrent d’un manque relatif de fidélité de leurs salariés en comparaisons entre firmes de plus de 50 salariés. Autre résultat particulièrement significatif de par son ampleur relative, les entrées formelles donnent lieu à des carrières plus courtes que les entrées par le relationnel (30,8% de moins d’entre elles ne dépassent pas 10 ans contre 5% tous secteurs confondus). Ce chiffre est d’autant plus surprenant que ce mode d’entrée est corrélé positivement au niveau de l’ACP avec des caractéristiques dont les chances d’atteindre la médiane ont augmenté (taille élevée, recherche). Il peut s’expliquer par le fait que les cadres, qui étaient 2,4 fois plus nombreux à rester 10 ans dans la même entreprise quel que soit le secteurs ne sont plus que 2,2 fois plus nombreux, attestant de la plus forte mobilité de ces agents de part l’étendu des choix de carrière qui s’offrent à eux, notamment de mobilité externe (relativement). 3. Commerce Le commerce regroupé avec les non renseignés représente 22,22% des sondés. Ce secteur emploie relativement moins de salariés sur des périodes excédant la décennie. Les postes de recherche, divers et de gestions ne sont pas significativement différents en terme d’accès à l’ancienneté de ceux de production dans ce secteur. De même l’écart entre les détenteurs d’un BEP/CAP et les moins diplômés n’est pas interprétable. Enfin, les emplois de catégories C et D ne présentent pas non plus de différences significatives avec les emplois d’ouvriers quant à ce même point. On constate que si les postes de maintenance ont plus de chance de conférer un emploi stable – si bien qu’ils en sont les premiers pourvoyeurs, relativement –, les postes de secrétariat perdent en chances relatives par rapport aux tâches d’exécution. A l’instar de ce que l’on observait dans le secteur industriel, on peut penser que les métiers dans lesquels le secteur est relativement bien pourvu (gestion, secrétariat, etc.) sont plus sujets à des carrières moins longues en ce que les qualifications des agents rend leur individualité moins importante que celles de techniciens effectuant des tâches complémentaires à l’activité principale de l’entreprise. Pour aller dans ce sens, on remarque que les ouvriers non qualifiés sont les principaux bénéficiaires en terme d’ancienneté en emploi de ce changement de secteur (ils passent de 31,4% de chances en moins par rapport aux ouvriers qualifiés à 23,7). En revanche, les cadres de catégorie B et A ont aussi tendance à rester plus longtemps. Une explication de
  15. 15.     13   cela réside dans la montée des salaires dans le secteur commercial relativement aux autres secteurs : la fidélité à l’entreprise est plus encline à être récompensée d’un point de vue monétaire, incitant les individus à poursuivre leur carrière au sein de la même firme. Autre point de rapprochement avec l’industrie quant aux effets sur les rapports de chance relatives : la taille de la firme produit le même effet sur les chances d’accès à l’ancienneté médiane. Enfin, les grandes gagnantes en terme d’ancienneté sont les femmes qui ont désormais 1,2 fois plus de chances de rester 10 ans dans la même entreprise que les hommes. Il conviendrait de contrôler de l’évolution du salaire sur la période pour voir si cet accès accru à l’ancienneté n’est pas, en revers, une dynamique de ségrégation d’une forme de mobilité externe. 4. Activités techniques de service Secteur le plus hétérogène de la CAH, les activités techniques de service présentent une moyenne d’accès à l’ancienneté médiane difficilement interprétable : en effet, si les activités financières permettent à 56% de ceux qu’ils emploient de rester dans la même firme plus de dix ans (données pondérées), les autres services techniques n’offre cette possibilité qu’à 36% de leurs salariés (le secteur de l’information et de la communication ainsi que celui des activités immobilières tournant autour de 40%). De même que pour le secteur commercial, les différences entre détenteurs d’un BEP/CAP et les moins diplômés ne sont pas significatives. Il en va de même pour les catégories C et D ou équivalents avec les ouvriers qualifiés. Ce secteur présente des résultats mêlant les logiques propres aux secteurs déjà développés. Le résultat le plus intéressant est celui de l’effondrement des chances d’accès à une ancienneté médiane pour les ouvriers non qualifiés, perdant 14,4 points. Les employés de catégories B ou équivalents perdent eux 20% de chances d’un tel accès par rapport aux ouvriers qualifiés (1,3 contre 1,66 tous secteurs confondus). En parallèle, les plus diplômés perdent également 5,8 points de chance relative. Encore une fois, si on peut poser que les plus qualifiés sont plus mobiles entre les entreprises au sein d’un même secteur, il est intéressant de voir que les employés les plus vulnérables (non qualifiés contre qualifiés, maintenance contre production) sont aussi ceux qui ont le moins de possibilités d’accéder à l’ancienneté médiane dans les services techniques. Au final, les variables menant à plus ou moins d’ancienneté supérieure à 10 ans sont bien dépendantes des secteurs tant les rapports de chance relative de personnes aux caractéristiques d’emploi et d’identité différentes varient d’un branche à l’autre selon des logiques bien différenciées. Notons que les concordances pour chaque modèle sont toutes satisfaisantes, ne descendant jamais en dessous des 70% de la variance ainsi expliquée.
  16. 16.     14   MODELE GENERAL ET MODELES PAR SECTEUR Variables Caractéristiques Odds ratio Ancienneté APU Industrie Commerc e Serv techn Agri/Constr. Autres Intercept (estimate) 0.8010 0.1754 0.2164 0.0423 Secteur Ref : industrie Activités financières 1.190*** - - - - - - Activités immob. 0.580*** - - - - - - Agriculture 1.224*** - - - - - - administration 0.813*** - - - - - - Autres act. de services techniques 0.533*** - - - - - - Autre 0.709*** - - - - - - Commerce 0.623*** - - - - - - Construction 0.461*** - - - - - - Info communication 0.624*** - - - - - - Non Renseigné 0.559*** - - - - - - FONCTC Ref : Production Divers 0.906*** 0.984*** 0.967 0.967 0.916 - 1.183 Maintenance 0.928** 0.946 0.924* 1.283*** 0.838** - 1.345*** Secrétariat 1.305*** 1.761 1.216*** 1.136*** 1.221*** - 2.401*** Gestion 0.959 1.333*** 0.889** 0.986 1.163** - 1.168 Savoirs 0.817*** 0.910*** 1.159*** 1.018 0.836*** - 0.812** Niveau diplôme Ref : < BDC Bac 0.563*** 0.555* 0.397*** 0.578*** 0.723*** 0.404*** 0.578*** Bac+2 0.453*** 0.462*** 0.312*** 0.432*** 0.474*** 0.458*** 0.355*** Bep/Cap 0.966* 0.906*** 0.859*** 1.033 1.059 1.077* 0.910 Etudes longues 0.253*** 0.344*** 0.109*** 0.242*** 0.195*** 0.103*** 0.373*** Contrat Ref : CDI Titulaire 3.438*** 3.343*** 1.391*** 6.723*** 4.554*** 14.879** 3.409*** Temporaire 0.072*** 0.118*** 0.011*** 0.015*** 0.064*** 0.037*** 0.104*** COMSAL2 Ref : relation Formel 0.952** 1.086*** 0.692*** 0.909*** - 0.808*** 0.846** Nombre de salarié Ref :50 à199 > 500 1.229*** 0.976 1.605*** 1.736*** 1.478*** 1.235** 1.030 0 à 9 0.527*** 0.747*** 0.330*** 0.435*** 0.653*** 0.567*** 0.426*** 10 à 19 0.697*** 0.877*** 0.447*** 0.595*** 0.790*** 0.659*** 0.603*** 20 à 49 0.745*** 0.858*** 0.571*** 0.654*** 0.855** 0.846** 0.594*** 200 à 499 1.265*** 1.213*** 1.450*** 1.213*** 1.312*** 1.282** 1.558** QPRC Ref : Ouvr q. Ouvr. non q. 0.686*** 0.728*** 0.676*** 0.763*** 0.542*** 0984 0.849* Cat. C+D 0.783*** 0.776*** 0.772*** 0.988 0.989 1.192** 0.712*** Cat B 1.656*** 1.658*** 1.885*** 1.829*** 1.314*** 1.727*** 1.771*** Cat A et supérieurs 2.466*** 2.877*** 2.283*** 2.748*** 2.388*** 3076*** 2.530*** Sexe (ref :Homme) Femme 1.088*** 0.944** 1.076** 1.264*** 1.156*** 1.364*** 0.851* Pourcentage concordant 75.9 77.7 74.1 72.2 71.2 70.2 75 Lecture : Les personnes travaillant dans le secteur agricole ont 1,224 fois plus de chance d’être employées dans la même entreprise depuis plus de dix ans que les personnes salariées de l’industrie quand les employés du commerce ont eux 37,6% de chance en moins. (*) variable significative au seuil de 10% ; (**) au seuil de 5% ; (*) au seuil de 1% (-) variable hors du modèle ou non retenue
  17. 17.     15   Conclusion Partis d’un postulat que l’ancienneté pouvait être un proxy de la qualité de l’emploi, nous avons vu que cette assertion se retrouvait empiriquement dans une certaine mesure, la stabilité de l’emploi s’élevant à mesure que l’individu s’élève dans l’échelle sociale de l’entreprise. Toutefois nous avons rapidement été amenés à nuancer nos propos. Tout d’abord, il convenait de définir en niveau ce que nous entendions par ancienneté. Pour cela, nous avons retenus plusieurs seuils que nous avons confronté aux variables explicatives retenues dans une première ACP ayant pour but d’isoler la période charnière la plus intéressante. Ensuite, force était de constater que ce ne sont pas les plus diplômés, par exemple, qui restent le plus longtemps au sein d’une même entreprise, posant la question d’un choix de mobilité externe comme source d’externalités positives supérieures au goût de l’individu à l’entretien d’une relation d’emploi plus pérenne pouvant prendre le pas sur les aménités liées à une telle pérennité de la relation d’emploi. On a vu, par ailleurs, que les modalités sectorielles tenaient une grande place dans l’explication de la variance de l’accès à l’ancienneté médiane, si bien qu’il semblait nécessaire d’effectuer plusieurs régressions logistiques en contrôlant de secteurs préalablement regroupés dans une seconde CAH. Grâce à cela nous avons mis en exergue des spécificités sectorielles rejoignant, entre autres, la littérature sur la protection et la stabilité de l’emploi en France. Tout au long de cet exercice, nous avons été confrontés à des difficultés statistiques à identifier les causalités individuelles de l’ancienneté, bien que des recoupements de variables et de comparaison intersectorielles ont permis de démêler les effets propres aux choix des individus de ceux inhérents à la rigidité du marché du travail à compétences et secteurs donnés. L’introduction d’une question sur les velléités de changement d’emploi des individus aurait pu nous aider dans ce processus mais le grand nombre de non réponses était un handicap certain. En outre l’entière sincérité des individus sur des questions subjectives est toujours plus délicate à traiter. Une autre limite de notre travail tient en l’absence de tests de la solidité du seuil choisi par la borne supérieure. La moyenne, de deux ans et huit mois plus élevés aurait pu faire un contrôle de robustesse supplémentaire. Finalement, quoique nous ayons été en mesure d’affiner les résultats initiaux quant aux chances d’accès à l’ancienneté médiane par un contrôle sectoriel sur les caractéristiques des individus et des postes occupés, il reste un important travail à faire sur le lien entre ancienneté et qualité de l’emploi ; lien que nous n’avons pu que postuler.
  18. 18.     16   Bibliographie • Behaghel L. (2003), « Insécurité de l’emploi: le rôle protecteur de l’ancienneté a-t-il baissé en France? », Economie et Statistique, n° 3. • Zajdela H. (1990), « Le Dualisme du Marché du Travail: Enjeux et Fondements Théoriques», Economie & prévision, n° 92-93, pp. 31-42 • Aeberhardt R. et Marbot C. (2010), « Evolution de l’Instabilité sur le Marché du Travail Français au Cours des Trente Dernières Années», INSEE, Courrier des Statistiques, n° 129, juin. • Amossé T. et Ben Halima M. (2010), « Mobilité et Stabilité sur le Marché du Travail: Une Dualisation en Trompe-l’Oeil », Centre d’Etudes de l’Emploi, décembre. • Auer P. et Cazes S. (2002), Employment Stability in an Age of Flexibility : Evidence from Industrialized Countries, International Labour Office, Geneva. • Couppié T., Dupray A. & Moullet S. (2012), « Ségrégation professionnelle et salaires en début de carrière», Formation Emploi, n° 118, février, p. 37-59. • Bourguignon R. & Garaudel P. (2012), “Les départs volontaires comme mode de sélection des salariés licenciés : des risques à maîtriser”, La Revue de l’IRES, n° 72, p. 91-114.
  19. 19.     17   Annexes Fig. 1 : CLASSIFICATION ASCENDANTE HIERARCHIQUE SUR L’ANCIENNETE EN EMPLOI Fig. 2 : CERCLE DE CORRELATION A DEUX AXES FACTORIELS
  20. 20.     18   TABLEAUX DE TRIS CROISES (FREQUENCE MARGINALE COLONNE) SEXE CONTRA2 ANCENTRQ F H CDI Tit. APU Tempo Total < 2 ans 17,78% 17,52% 15,14% 2,20% 68,49% 17,65% 2 < x < 5 16,62% 16,04% 18,77% 6,63% 18,38% 16,33% 5 < x < 10 17,63% 17,49% 19,49% 15,55% 7,30% 17,55% > 10 ans 47,97% 48,96% 46,59% 75,63% 5,83% 48,47% Total 9234185 9587229 13305048 3727972,3 1788395 18821415,3 * RESULTATS DE L’ACP SECTORIELLE (VALEURS PROPRES) Valeurs propres de la matrice de corrélation Valeur propre Différence Proportion Cumulé 1 10.8318017 4.5730636 0.4513 0.4513 2 6.2587381 3.5996032 0.2608 0.7121 3 2.6591349 0.7138775 0.1108 0.8229 4 1.9452574 0.7747756 0.0811 0.9040 FONCTC ANCENTRQ Execution Mainten. Secreta. Gestion Savoirs Autres Total < 2 ans 18,92% 17,60% 16,43% 18,67% 16,18% 18,42% 17,65% 2 < x < 5 15,53% 17,58% 14,50% 17,96% 16,14% 16,03% 16,33% 5 < x < 10 17,68% 18,21% 17,24% 16,79% 17,61% 18,28% 17,55% > 10 ans 47,87% 46,61% 51,84% 46,57% 50,07% 47,26% 48,47% Total 3456840 2123384 2521054 3800690 4666532 2252917 18821417

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